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Vol. 100. Núm. 4.
Páginas 241-250 (Abril 2024)
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Vol. 100. Núm. 4.
Páginas 241-250 (Abril 2024)
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Propiedades psicométricas del Eating Attitudes Test-26 en escolares españoles
Psychometric properties of the Eating Attitudes Test-26 in Spanish schoolchildren
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Néstor Montoro-Péreza, Raimunda Montejano-Lozoyab,
Autor para correspondencia
rai.montejano@gmail.com

Autor para correspondencia.
, David Martín-Baenab, Marta Talavera-Ortegac, María Rosario Gómez-Romerob
a Departamento de Enfermería, Facultad de Ciencias de la Salud, Universidad de Alicante, San Vicente del Raspeig, Alicante, España
b Escuela de Enfermería La Fe, Centro adscrito a la Universidad de Valencia, Grupo de Investigación GREIACC, Instituto de Investigación Sanitaria La Fe (IISLAFE), Valencia, España
c Departamento de Didáctica de las Ciencias Experimentales y Sociales, Facultad de Magisterio, Universidad de Valencia, Valencia, España
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Estadísticas
Figuras (3)
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Tablas (6)
Tabla 1. Características sociodemográficas de la muestra
Tabla 2. Estadísticos descriptivos de los ítems
Tabla 3. Items, dimensiones, cargas factoriales y correlaciones entre factores
Tabla 4. Estadísticos del análisis factorial confirmatorio
Tabla 5. Correlaciones entre las puntuaciones de los ítems de los factores resultantes de la EAT-21 y el cuestionario SCOFF
Tabla 6. Estadistico de la invarianza entre ambos sexos
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Resumen
Introducción

Las Actitudes y los Comportamientos Alimentarios Desordenados (DEAB, por sus siglas en inglés) pueden afectar tanto a la salud mental como física en los niños/as. Su detección temprana es crucial para prevenir complicaciones y mejorar las posibilidades de recuperación. El Eating Attitudes Test-26 (EAT-26) es una herramienta ampliamente utilizada para evaluar las DEAB debido a su costo/efectividad.

Objetivo

Evaluar las propiedades psicométricas del EAT-26, analizando la estructura factorial, la consistencia interna, la validez convergente e invarianza de medida entre ambos sexos en escolares españoles.

Método

Estudio instrumental con una muestra de 718 escolares. La muestra se dividió aleatoriamente en 2 grupos, cada uno con 359 participantes, realizando un análisis factorial exploratorio (AFE) y un análisis factorial confirmatorio (AFC). Posteriormente, se estimó la consistencia interna con el alfa ordinal, la validez convergente con el cuestionario SCOFF y la invarianza de medida entre ambos sexos.

Resultados

Los hallazgos del AFE y AFC respaldaron una estructura multidimensional del EAT, compuesta por 6 factores y 21 ítems. Estos factores subyacen en un modelo de segundo orden de las DEAB. La consistencia interna fue suficiente para la mayoría de los factores. Se mostró una validez convergente moderada con el cuestionario SCOFF para la mayoría de los factores. Se alcanzó una invarianza estricta entre ambos sexos.

Conclusiones

La escala abreviada EAT-21, mostró unas propiedades psicométricas modestas y prometedoras, constituyendo un instrumento adecuado para la evaluación de las DEAB, de forma equitativa en niños y niñas, en contextos docentes.

Palabras clave:
Sexo
Niños
Instituciones académicas
Trastornos de alimentación y de la ingestión de alimentos
Estudio de validación
EAT-26
Abstract
Introduction

Disordered Eating Attitudes and Behaviours (DEABs) can impact both the mental and physical health of children. Early detection is crucial to prevent complications and improve outcomes. The Eating Attitudes Test-26 (EAT-26) is a widely used, cost-effective tool for assessing DEABs.

Objective

To evaluate the psychometric properties of the EAT-26 by analysing its factor structure, internal consistency, convergent validity, and measurement invariance across sexes in Spanish schoolchildren.

Method

Validation study in a sample of 718 schoolchildren. The sample was randomly divided into two groups, each with 359 participants, and we carried out an exploratory factor analysis (EFA) and a confirmatory factor analysis (CFA) of the instrument. Subsequently, for the total sample, we assessed the internal consistency by means of the ordinal alpha, the convergent validity with the SCOFF questionnaire and the measurement invariance between the sexes.

Results

The results of the EFA and CFA supported a multidimensional structure of the EAT comprising six factors and 21 items. These factors underlie a second-order model of DEABs. The internal consistency was adequate for most factors. The SCOFF questionnaire showed a moderate convergent validity for most factors. We found strict invariance across the sexes.

Conclusions

The abbreviated EAT-21 scale exhibited modest and promising psychometric properties, making it a suitable instrument for assessing DEABs equitably in both sexes in educational settings.

Keywords:
Sex
Children
School
Feeding and eating disorders
Validation studies
EAT-26
Texto completo
Introducción

Las Actitudes y los Comportamientos Alimentarios Desordenados (DEAB, por sus siglas en inglés) abarcan una variedad de condiciones patológicas caracterizadas por alteraciones en los patrones alimentarios, imagen corporal distorsionada y percepción del peso1,2. Las principales DEAB, clasificadas por la Asociación Psiquiátrica Americana3, incluyen la anorexia nerviosa, la bulimia nerviosa, el trastorno por atracón, otros trastornos alimentarios especificados y el trastorno alimentario no especificado. La anorexia nerviosa y la bulimia nerviosa se encuentran entre los trastornos más prevalentes en escolares4. A nivel internacional, las tasas de prevalencia de ambos trastornos en escolares oscilan entre el 0,5 y el 2,5%2.

Por un lado, las DEAB pueden afectar negativamente la salud física y mental, lo que lleva a tasas de mortalidad elevadas5. La detección temprana de las DEAB es crucial para prevenir complicaciones y mejorar las posibilidades de recuperación6. El Eating Attitudes Test-26 (EAT-26), desarrollado por Garner et al.7, es una herramienta ampliamente utilizada para evaluar las DEAB debido a su costo/efectividad8,9. El EAT-26 ha sido validado en diversas poblaciones (muestras clínicas y no clínicas) y en varios idiomas (inglés, árabe, japonés, italiano, hebreo y español)6,10–15.

Por otro lado, las escuelas brindan un entorno óptimo para implementar programas de prevención y detección de las DEAB, dado el tiempo considerable que los jóvenes pasan en estas instituciones educativas16. Sin embargo, se necesitan más estudios para investigar las propiedades psicométricas del EAT-26 en este contexto. Los hallazgos inconsistentes e inconclusos de los estudios han planteado preocupaciones sobre la estructura factorial y la utilidad del EAT-26, como herramienta de detección en muestras no clínicas14. Los intentos de replicar la estructura factorial inicial («dieta»,«bulimia» y «control oral»), propuesta por Garner et al.7, han sido infructuosos en muestras de escolares en contextos no clínicos. De hecho, estudios realizados en este ámbito han descrito entre 4 y 6 factores8,9,14,17. Maïano et al.8 y McEnery et al.9 llevaron a cabo una investigación exhaustiva sobre la estructura factorial del EAT-26 en una de las muestras europeas más extensas conocidas hasta la fecha; sus análisis estadísticos revelaron una estructura similar para el instrumento formada por 6 factores («miedo a engordar», «control alimentario», «culpa alimentaria», «preocupación por la comida», «conducta de vómito-purga» y «presión social para ganar peso»).

Otro aspecto menos estudiado pero importante es mostrar la invariancia de medida en diferentes subgrupos. La mayoría de los estudios centrados en escolares han utilizado, predominantemente, muestras compuestas solo por niñas10,12,15,17, a pesar de la tendencia creciente de los niños a sufrir DEAB durante la transición de la infancia a la adolescencia2,18. Por lo tanto, es crucial investigar el rendimiento del EAT-26 en poblaciones escolares masculinas y femeninas.

En el contexto español, las validaciones previas del EAT-2612,15 han utilizado metodologías que no están adaptadas a las últimas recomendaciones estadísticas19,20, lo que implica ciertas limitaciones en los resultados. El uso de rotaciones ortogonales y el método de extracción de factores utilizados en estos estudios puede distorsionar la estructura factorial y subestimar el número real de factores19,20. Por ello, el principal objetivo de este estudio fue evaluar las propiedades psicométricas del EAT-26, analizando la estructura factorial, consistencia interna, validez convergente e invarianza de medida entre ambos sexos en una muestra de escolares españoles.

Material y métodosDiseño del estudio

Se realizó un estudio instrumental de validación del EAT-26, entre septiembre de 2019 y febrero de 2020, incluyendo a estudiantes de secundaria de 5 centros educativos de la Comunidad Valenciana, España. Cuatro de ellos se encontraban en la provincia de Valencia y uno en la provincia de Alicante. De los 4 centros de la provincia de Valencia, 2 se encontraban en la ciudad y los otros 2 en municipios rurales, próximos a la ciudad, con menos de 30.000 habitantes; el centro correspondiente a la provincia de Alicante es rural, hallándose en el interior de la provincia. El nivel socioeconómico de las zonas donde se realizó el estudio fue diverso, oscilando desde un nivel bajo a alto. Todos los centros educativos incluidos fueron públicos y uno de ellos concertado. Respecto a los estudios ofertados, 2 de ellos disponían de estudios de Educación Secundaria Obligatoria (ESO), Formación Profesional (FP) y bachillerato; 2 ofrecían estudios de ESO y de bachillerato; y uno de ESO y FP21.

Participantes

Los participantes fueron seleccionados mediante un muestreo de conveniencia. El tamaño de muestra se calculó considerando las últimas recomendaciones estadísticas, lo que indicó un requisito mínimo de 500 participantes19. Se desestimaron los casos incompletos. Los criterios de inclusión para el estudio fueron: a) estudiantes de 12 a 18 años y b) matriculados como estudiantes regulares en la escuela. Se excluyeron los estudiantes con enfermedades mentales conocidas y diagnosticadas por un médico.

Variables e instrumentos

  • -

    Variables sociodemográficas y clínicas: edad (como variable continua en años); sexo (masculino, femenino); nacionalidad (española, otra); e índice de masa corporal (IMC) (bajo peso: <18,5; saludable: 18,5-24,9; sobrepeso: 25-29,9 y obesidad: >30)22.

  • -

    Test de Actitudes Alimentarias (EAT-26): desarrollado inicialmente por Garner et al.7 y posteriormente validado en el contexto español por Gandarillas et al.12. Se trata de un instrumento autoinformado diseñado para evaluar las DEAB. Consta de 26 ítems y 3 dimensiones: a) «dieta», b) «bulimia» y c) «control oral». Los ítems se responden en una escala tipo Likert de 4 puntos (0=nunca a 3=siempre). Un puntaje por encima de 20 indica un riesgo potencial de padecer DEAB10. La escala ha mostrado una consistencia interna de moderada a suficiente a nivel internacional (>0,70)7,10.

  • -

    Cuestionario SCOFF: desarrollado inicialmente por Morgan et al.23, y posteriormente validado en el contexto español por Rueda et al.24. Se trata de un instrumento unidimensional que consta de 5 preguntas que evalúan diversos aspectos de las DEAB. Los participantes responden a las preguntas mediante una escala dicotómica (sí/no). Se identifican casos positivos cuando se responde afirmativamente a 2 o más preguntas. A nivel internacional, la consistencia interna del cuestionario SCOFF oscila entre 0,4 y 0,7, considerándose valores suficientes para instrumentos de diagnóstico discriminatorio23,24.

Procedimiento

Todos los participantes que expresaron su voluntad de participar en el estudio recibieron un documento para llevarse a casa y obtener el consentimiento de sus progenitores o tutores legales. Este documento incluía información detallada sobre el título del estudio, objetivos, importancia y declaración de confidencialidad de los datos. Los participantes que aceptaron participar en el estudio recibieron otro documento que contenía todas las variables de investigación.

Análisis estadístico

El número total de observaciones (N=718) se dividió al azar en 2 muestras, muestra 1 (n=359) y muestra 2 (n=359). Todos los procedimientos analíticos se realizaron utilizando el software gratuito R (versión 6.3). El rendimiento del instrumento se analizó calculando la asimetría, curtosis, efectos suelo y techo. Los coeficientes de asimetría y curtosis superiores o inferiores a −1,5 y 1,5, respectivamente, violan el supuesto de distribución normal19. Los efectos suelo y techo se consideran presentes cuando más del 15% de las respuestas de los participantes caen dentro de las categorías de respuesta inferiores o superiores, respectivamente, lo que indica dificultad para diferenciar las puntuaciones25. Según los criterios de Rhemtulla et al.26, los datos se consideraron ordinales. Se evaluó la estructura del instrumento mediante un análisis factorial exploratorio (AFE) en la muestra 1. La adecuación del AFE se evaluó mediante la prueba de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) con valores ≥0,7027, la prueba de esfericidad de Bartlett con un valor de p<0,0528 y el coeficiente de determinación cercano a 0. Para determinar el número de factores se utilizó el análisis paralelo de Horn19,29. El AFE se realizó con el paquete «psych», utilizando el método de estimación de cuadrados mínimos no ponderados (ULS, por sus siglas en inglés), recomendado para variables categóricas cuando se viola el supuesto de normalidad30, y rotación oblícua Promax asumiendo dimensiones altamente correlacionadas del constructo que se pretende medir19. Los criterios para la selección y refinamiento de los ítems incluyeron: a) saturación ≥0,40 y b) eliminación de casos de Heywood (saturación ≥1)30. Posteriormente se evaluó la estructura obtenida en el AFE mediante un análisis factorial confirmatorio (AFC) en la muestra 2 con el paquete «Lavaan» utilizando el método de estimación robusta de mínimos cuadrados ajustados de media y varianza (WLSMV, por sus siglas en inglés), recomendado para variables ordinales25. Se evaluó el ajuste del modelo utilizando el Índice de ajuste comparativo (CFI, por sus siglas en inglés), el índice de Tucker-Lewis (TLI, por sus siglas en inglés) y el error cuadrático medio de aproximación (RMSEA, por sus siglas en inglés), considerándose adecuados valores de CFI>0,90, TLI>0,90 y RMSEA<0,0620,31,32. Se propusieron 4 ajustes estadísticos: 1) tau-equivalente, 2) congenérico, 3) errores correlacionados (índices de modificación >35.000) y 4) modelo de segundo orden. Se desestimaron los modelos con casos de Heywood, errores correlacionados sin coherencia a nivel teórico y varianzas negativas31. La consistencia interna se evaluó para toda la muestra calculando el coeficiente alfa ordinal, que proporciona una estimación más precisa para escalas de respuesta categórica. Un coeficiente α0,70 indica una fiabilidad suficiente20,33. La validez convergente se evaluó calculando la correlación producto/momento entre los factores e ítems resultantes de la EAT y el cuestionario SCOFF34. Se esperan correlaciones significativas entre 0,2 y 0,720. La invarianza de medida se evaluó siguiendo el método de Wu y Eastbrook35 en 4 niveles: a) invarianza configuracional, b) invarianza métrica, c) invarianza escalar y d) invarianza estricta. Se consideró que una diferencia de ΔCFI0,010 y ΔRMSEA0,015 era insignificante al comparar diferentes niveles de invarianza de medida36.

Aspectos éticos

Todos los participantes aceptaron participar en la investigación de manera voluntaria. El estudio obtuvo el informe favorable del comité de ética (Registro n.° 2016/0794). La privacidad y confidencialidad de los datos se garantizaron siguiendo el reglamento (UE) 2016/679 del Parlamento Europeo y del Consejo de 27 de abril de 2016.

ResultadosDescripción de la muestra

La muestra seleccionada fue de 725 participantes, se excluyeron los cuestionarios incompletos (n=7 [0,96%]), siendo la muestra final de 718 (99,04%) participantes. Destacar que ningún estudiante se negó a participar. De los 718 escolares evaluados, un 39% eran niños y un 61% niñas, con una edad media de 14,4±1,8 y 14,7±2,0, respectivamente. La mayoría de la muestra eran de nacionalidad española, disponían de soporte social y de un peso normal (tabla 1).

Tabla 1.

Características sociodemográficas de la muestra

Variables sociodemográficas  Niños(n=280) n (%)  Niñas(n=438) n (%) 
Años  14,4±1,8a  14,7±2,0a 
Nacionalidad     
Española  261 (93,2)  403 (92,0) 
Otros  19 (6,8)  35 (8,0) 
IMC     
Bajo peso  12 (4,3)  20 (4,6) 
Peso saludable  226 (80,7)  352 (80,4) 
Sobrepeso  28 (10,0)  42 (9,6) 
Obeso  14 (5,0)  24 (5,5) 

IMC: índice de masa corporal.

a

Media±desviación estándar.

Evaluación psicométrica

La tabla 2 muestra el rendimiento de las puntuaciones de los ítems del instrumento. Se observaron efectos suelo y techo, asimetría y curtosis; por lo tanto, los datos se consideraron ordinales.

Tabla 2.

Estadísticos descriptivos de los ítems

Ítem  Min  Máx  M (DE)  Asimetría  Curtosis  ESn (%)  ETn (%) 
1. Tengo mucho miedo de pesar demasiado  0,51 (0,94)  1,64  1,32  522 (72,8)  51 (7,5) 
2. Intento no comer, aunque tenga hambre  0,13 (0,49)  4,00  16,66  650 (90,9)  9 (1,3) 
3. Me preocupa mucho la comida  0,45 (0,87)  1,88  2,34  534 (74,6)  43 (6,0) 
4. A veces he comido en exceso, sintiendo que no podía dejar de comer  0,19 (0,60)  3,38  10,84  642 (89,5)  163 (60,4) 
5. Corto la comida en trozos pequeños  0,57 (0,96)  1,50  0,86  500 (69,6)  57 (7,9) 
6. Tengo en cuenta las calorías de los alimentos que consumo  0,32 (0,77)  2,49  5,16  590 (82,2)  36 (5,0) 
7. Evito especialmente comer alimentos con muchos hidratos de carbono (pan, arroz, patatas, etc.)  0,13 (0,48)  4,05  16,88  658 (91,6)  7 (1,0) 
8. Me doy cuenta de que los demás preferirían que comiera más  0,30 (0,78)  2,57  5,34  608 (84,7)  36 (5,0) 
9. Vomito después de comer  0,02 (0,19)  8,52  76,33  705 (98,2)  0 (0) 
10. Me siento muy culpable después de comer  0,12 (0,50)  4,64  21,25  674 (94,0)  13 (1,8) 
11. Me preocupa mi deseo de estar más delgada/o  0,28 (0,76)  2,74  6,32  615 (85,7)  38 (5,3) 
12. Hago mucho ejercicio para quemar calorías  0,60 (0,99)  1,43  0,61  488 (68,3)  66 (9,2) 
13. Otros piensan que estoy demasiado delgada/o  0,28 (0,75)  2,66  5,99  610 (85,0)  32 (4,5) 
14. Me preocupa la idea de tener grasa en el cuerpo  0,44 (0,88)  1,95  2,53  546 (76,0)  51 (7,1) 
15. Tardo más en comer que otras personas  0,60 (1,05)  1,43  0,44  515 (71,7)  84 (11,7) 
16. Intento no comer alimentos con azúcar  0,26 (0,69)  2,81  7,14  11 (4,1)  176 (65,2) 
17. Como alimentos dietéticos  0,22 (0,61)  2,83  7,46  609 (84,8)  11 (1,5) 
18. Siento que la comida controla mi vida  0,17 (0,63)  3,69  12,58  659 (91,8)  25 (3,5) 
19. Me controlo a la hora de comer  0,62 (1,00)  1,35  0,36  483 (67,4)  66 (9,2) 
20. Noto que los demás me presionan para que coma  0,24 (0,70)  2,96  7,74  626 (87,3)  29 (4,0) 
21. Paso demasiado tiempo pensando y ocupándome de la comida  0,14 (0,50)  4,00  16,27  654 (91,3)  10 (1,4) 
22. Me siento incómodo/a después de comer dulces  0,23 (0,69)  3,00  8,05  627 (87,3)  27 (3,8) 
23. Me comprometo a seguir un régimen  0,33 (0,79)  2,37  4,46  587 (82,0)  36 (5,0) 
24. Me gusta sentir el estómago vacío  0,33 (0,79)  4,71  22,27  675 (94,1)  11 (1,5) 
25. Me gusta probar alimentos nuevos y sabrosos  1,20 (1,27)  0,40  -1,54  332 (46,2)  193 (26,9) 
26. Tengo ganas de vomitar después de las comidas  0,04 (0,28)  7,07  50,52  702 (97,8)  1 (0,1) 

DE: desviación eestándar; ES: efecto suelo; ET: efecto techo; M: media; Máx: máximo, Íems positivos revertidos; Min: mínimo.

Análisis exploratorio

Se realizaron tres análisis paralelos de Horn consecutivos y sus correspondientes AFE utilizando el conjunto inicial de 26 ítems. Los ítems eliminados en cada análisis se determinaron según los criterios predefinidos. Cada AFE realizado arrojó un KMO0,70, Bartlett con un valor de p<0,05 y coeficiente de determinación cercano a cero. Como resultado, se eliminaron los ítems 2, 4, 5, 15 y 25 debido a cargas factoriales <0,4. El índice de adecuación muestral de KMO (0,79), la prueba de esfericidad de Bartlett (gl=210; p=0,000) y el coeficiente de determinación <0,001 indican que la matriz de correlación entre los 21 ítems seleccionados (EAT-21) y los 6 factores sugeridos por el análisis paralelo de Horn es viable para realizar un AFE. La varianza explicada para los factores rotados fue la siguiente: factor 1 (23,98%); factor 2 (11,53%); factor 3 (8,34%); factor 4 (7,52%); factor 5 (4,97%), y factor 6 (4,91%) (tabla 3).

Tabla 3.

Items, dimensiones, cargas factoriales y correlaciones entre factores

Ítems  Factor 1  Factor 2  Factor 3  Factor 4  Factor 5  Factor 6 
N.oítems factor 
Porcentaje varianza explicada para los factores rotados  23,98%  11,53%  8,34%  7,52%  4,97%  4,91% 
1. Tengo mucho miedo de pesar demasiado  0,59  0,37  −0,02  0,11  0,22  0,29 
3. Me preocupa mucho la comida  0,35  0,66  0,15  0,09  0,29  0,14 
6. Tengo en cuenta las calorías de los alimentos que consumo  0,29  0,68  0,05  0,11  0,33  0,39 
7. Evito especialmente comer alimentos con muchos hidratos de carbono (pan, arroz, patatas, etc.)  0,22  0,46  0,04  0,02  0,24  0,15 
8. Me doy cuenta de que los demás preferirían que comiera más  0,20  0,15  0,16  0,89  −0,03  0,04 
9. Vomito después de comer  0,26  0,18  0,93  0,22  0,12  −0,13 
10. Me siento muy culpable después de comer  0,60  0,24  0,31  0,09  0,34  −0,16 
11. Me preocupa mi deseo de estar más delgada/o  0,66  0,14  0,07  0,11  0,23  0,29 
12. Hago mucho ejercicio para quemar calorías  0,18  0,36  −0,02  0,03  0,26  0,44 
13. Otros piensan que estoy demasiado delgada/o  0,06  −0,04  −0,02  0,50  −0,04  0,04 
14. Me preocupa la idea de tener grasa en el cuerpo  0,56  0,39  0,03  0,19  0,27  0,39 
16. Intento no comer alimentos con azúcar  0,33  0,57  0,04  0,04  0,34  0,31 
17. Como alimentos dietéticos  0,38  0,45  0,05  0,01  0,86  0,26 
18. Siento que la comida controla mi vida  0,47  0,29  0,27  0,09  0,34  −0,03 
19. Me controlo a la hora de comer  0,22  0,38  0,05  0,00  0,29  0,54 
20. Noto que los demás me presionan para que coma  0,15  0,11  0,03  0,69  0,02  −0,11 
21. Paso demasiado tiempo pensando en la comida y ocupándome de ella  0,46  0,30  0,19  0,05  0,35  −0,02 
22. Me siento incómodo/a después de comer dulces  0,72  0,50  0,14  0,15  0,38  0,14 
23. Me comprometo a seguir un régimen  0,50  0,42  0,04  0,00  0,70  0,27 
24. Me gusta sentir el estómago vacío  0,52  0,14  0,41  0,31  0,22  0,00 
26. Tengo ganas de vomitar después de las comidas  0,22  0,17  0,87  0,15  0,13  −0,17 
Correlaciones entre factores             
Factor 1  1,00           
Factor 2  0,46  1,00         
Factor 3  0,24  0,16  1,00       
Factor 4  0,22  0,12  0,22  1,00     
Factor 5  0,47  0,50  0,15  −0,24  1,00   
Factor 6  0,21  0,28  −0,25  0,23  0,16  1,00 

Factor 1 (miedo a engordar), Factor 2 (control relacionado con la alimentación), Factor 3 (comportamiento de vómito-purga), Factor 4 (presión social para aumentar de peso), Factor 5 (comportamiento de dietético), Factor 6 (preocupación por la comida).

Los valores en negrita significan que el item carga en el factor.

Siguiendo el análisis de contenido de los ítems, los factores obtenidos en el AFE y los estudios realizados por Maïano et al.8 y McEnery et al.9, los factores fueron etiquetados como: factor 1, «miedo a engordar»; factor 2, «control alimentario»; factor 3, «conductas de vómito-purga»; factor 4, «presión social para aumentar de peso»; factor 5, «comportamiento dietético», y factor 6, «preocupación por la comida».

Análisis factorial confirmatorio

La tabla 4 muestra los estadísticos del AFC según los ajustes que cumplieron con los criterios predefinidos. El modelo congenérico de 6 factores propuesto en el AFE presenta un ajuste excelente, con cargas factoriales que oscilan entre 0,44 y 0,95 (fig. 1). Los resultados del AFC de segundo orden revelaron un ajuste aceptable pero marginalmente inferior al modelo congenérico. Las cargas factoriales de los ítems del modelo de segundo orden oscilaron entre 0,40 y 0,95 (fig. 2).

Tabla 4.

Estadísticos del análisis factorial confirmatorio

Modelo  Ajuste del modelo  X2  gl  CFI  TLI  RMSEA(90% CI) 
6-factor  MC  221.381  174  0,991  0,983  0,001(0,000-0,015) 
  MS  267.585  183  0,977  0,974  0,022(0,000-0,033) 

CFI: Comparative Fit Index; gl: grados de libertad; IC: intervalo de confianza; MC: modelo congenérico; MS: modelo de segundo orden; RMSEA: Root Mean Square Error Approximation; TLI: Tucker-Lewis Index; X2: Chi-cuadrado.

Figura 1.

Modelo congenérico.

Factor 1 (miedo a engordar), Factor 2 (control relacionado con la alimentación), Factor 3 (comportamiento de vómito/purga), Factor 4 (presión social para aumentar de peso), Factor 5 (comportamiento dietético), Factor 6 (preocupación por la comida).

(0,39MB).
Figura 2.

Modelo de segundo orden.

Factor 1 (miedo a engordar), Factor 2 (control relacionado con la alimentación), Factor 3 (comportamiento de vómito/purga), Factor 4 (presión social para aumentar de peso), Factor 5 (comportamiento dietético), Factor 6 (preocupación por la comida).

(0,23MB).
Consistencia interna

El factor 1: «miedo a engordar» alcanzó una consistencia interna estimada con el alfa ordinal de 0,81; el factor 2, «control alimentario», 0,66; el factor 3, «conductas de vómito-purga», 0,77; el factor 4, «presión social para aumentar de peso», 0,74; el factor 5, «comportamiento dietético», 0,67, y el factor 6, «preocupación por la comida», 0,51.

Validez convergente

El análisis de correlación de producto-momento entre las puntuaciones de los factores resultantes del EAT-21 y el cuestionario SCOFF se puede ver en la tabla 5. La puntuación total del EAT-21 se correlacionó significativa y positivamente con la puntuación del cuestionario SCOFF (r=0,483; p<0,001).

Tabla 5.

Correlaciones entre las puntuaciones de los ítems de los factores resultantes de la EAT-21 y el cuestionario SCOFF

  Factor 1  Factor 2  Factor 3  Factor 4  Factor 5  Factor 6  Total 
SCOFF  0,535**  0,300**  0,233**  0,090*  0,370**  0,191**  0,483** 

Factor 1 (miedo a engordar), Factor 2 (control relacionado con la alimentación), Factor 3 (comportamiento de vómito-purga), Factor 4 (presión social para aumentar de peso), Factor 5 (comportamiento de dietético), Factor 6 (preocupación por la comida).

*

p<0,05.

**

p<0,01.

Invarianza de medida

Los resultados de la invarianza de medida pueden observarse en la tabla 6. Los resultados indican que puede asumirse una invarianza de medida estricta entre sexo, ya que ninguna de las comparaciones reveló una pérdida de ajuste mayor a ΔCFI0,010 o ΔRMSEA0,015.

Tabla 6.

Estadistico de la invarianza entre ambos sexos

Modelo  X2  gl  Valor de p  CFI  ΔCFI  RMSEA(IC 90%)  ΔRMSEA 
Configuracional  410.530  348  <0,01  0,958  —  0,024(0,018-0,030)  — 
Métrica  444.938  363  <0,01  0,952  −0,006  0,025(0,016-0,033)  −0,001 
Escalar  471.865  378  <0,01  0,945  −0,007  0,027(0,018-0,034)  −0,002 
Estricta  499.902  399  <0,01  0,936  −0,009  0,027(0,018-0,034)  −0,000 

CFI: Comparative Fit Index; df: grados de libertad; IC: intervalo de confianza; RMSEA: Root Mean Square Error Approximation; X2: Chi-cuadrado.

Discusión

El propósito principal de esta investigación fue examinar las propiedades psicométricas del EAT-26 en una muestra de estudiantes españoles. Los resultados revelan una versión del EAT compuesta por 21 ítems agrupados en 6 factores, subyacentes a un factor de segundo orden. La evidencia sugiere que el EAT-21 exhibe propiedades psicométricas tanto prometedoras como modestas, mostrando una consistencia interna moderada en la mayoría de los factores. Además, se observa una validez convergente con el cuestionario SCOFF y se logra una invarianza de medida estricta entre ambos sexos.

La estructura de 6 factores obtenida en esta investigación es similar a la hallada en varios estudios realizados en poblaciones escolares sin problemas de salud8,9,37. Esto contrasta con otros estudios de validación, donde generalmente se encuentran 3 o 4 factores. En el contexto español, solo la validación realizada por Gandarillas et al.12 logran reproducir la estructura de tres factores propuesta por Garner et al.7. Otros estudios, en el mismo contexto, muestran una estructura de 4 factores10,38. Esta diferencia en la estructura del instrumento puede deberse a la inclusión de población clínica8,9,37 y el uso de metodologías estadísticas que no cumplen con los últimos estándares recomendados19,20. Sin embargo, como se mencionó anteriormente, a nivel internacional es común en muestras no clínicas de escolares la agrupación sustancial de los ítems alrededor de 6 factores8,9.

En cuanto a los ítems eliminados en el AFE, los resultados son similares a los obtenidos en otros estudios. Es común que se eliminen los ítems 26,8,14, 415, 56,8,14, 156,8,14,15,38 y 256,8,14,15,38. Estos ítems presentan cargas factoriales pobres y un rendimiento inadecuado, independientemente de la población o el idioma de estudio. Por lo tanto, futuras investigaciones deberían reformular y revisar su contenido con el fin de mejorar su rendimiento20.

Además, los resultados del AFC confirman la estructura de 6 factores propuesta en el AFE con excelentes índices de ajuste en consonancia con lo descrito en la literatura20,31,32. También se investigó un modelo de segundo orden del EAT-21. Los resultados muestran que el EAT-21 captura la multidimensionalidad de las DEAB con 6 factores subyacentes a un constructo de DEAB. Esto supone una ventaja, ya que proporciona un modelo más parsimoniso. Los hallazgos de esta investigación, junto con los obtenidos en otros estudios9,15, apoyan con cautela el uso del EAT-21 como una puntuación única en la práctica39.

La consistencia interna de las puntuaciones de los ítems del EAT-21 fue suficiente para la mayoría de los factores, en consonancia a lo descrito en la literatura20. No obstante, fueron ligeramente más bajos que en otras investigaciones8,9. Los factores 2, 5, y 6, no alcanzan la consistencia interna deseada (α0,70). Este hecho también se observó en la investigación realizada por McEnery et al.9. Sin embargo, con el fin de preservar la validez de contenido y evitar así la paradoja de atenuación, se decidió mantenerlos40,41.

Posteriormente, se evaluó la validez convergente utilizando el cuestionario SCOFF23,34. En general, las correlaciones en este estudio fueron más bajas en comparación con las reportadas por McEnery et al.9, pero similares a las reportadas por Maïano et al.8, aunque estos autores utilizaron el Eating Disorders Inventory-3 (EDI-3). Similar a Maïano et al.8 y McEnery et al.9, se observó que el factor 4, «presión social para aumentar de peso», presentó la correlación más baja. Esto puede deberse a que este factor generalmente no está representado en los instrumentos tradicionales utilizados para evaluar las DEAB8,9.

Este es uno de los primeros estudios que alcanza una invarianza de medida estricta del EAT-21 entre ambos sexos en escolares españoles. En la actualidad, un número creciente de niños padecen DEAB durante la fase de transición de la infancia a la adolescencia2,18,42. Por lo tanto, alcanzar este tipo de invarianza supone una ventaja, ya que tanto los niños como las niñas comparten una comprensión uniforme del significado de las DEAB.

Sin embargo, a pesar de los hallazgos obtenidos, es necesario considerar las limitaciones inherentes de la investigación. En primer lugar, los factores 2, 5, y 6, mostraron una consistencia interna ligeramente inferior a lo recomendado según la literatura, indicando la necesidad de mejorar la calidad de los ítems que componen estos factores. En segundo lugar, según las últimas recomendaciones en psicometría, sería beneficioso crear nuevos ítems para aquellos factores que solo están compuestos por dos ítems, ya que estos podrían estar infra-representados. Estas limitaciones sugieren áreas de mejora para futuras investigaciones y la necesidad continuar realizando pruebas de validez del EAT-21 en diferentes contextos y poblaciones.

En conclusión, el EAT-21 es una herramienta válida que puede utilizarse en escolares españoles para evaluar las DEAB. Los 6 factores identificados subyacen a un factor de segundo orden, pudiéndose emplear cautelarmente una única puntuación del EAT-21. Se alcanzó una invarianza de medida estricta entre sexos, respaldando así su uso equitativo en niños y niñas. Se insta a continuar investigando las propiedades psicométricas del instrumento en otros contextos.

Conflicto de intereses

Los autores declaran no tener ningún conflicto de intereses en relación con el presente manuscrito.

Agradecimientos

Esta investigación no recibió ninguna subvención específica de ningún organismo de financiación de los sectores público, comercial o sin ánimo de lucro.

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