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.

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.

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  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.

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  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.

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  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.

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.

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 α≥0,70 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 ΔCFI≤0,010 y ΔRMSEA≤0,015 era insignificante al comparar diferentes niveles de invarianza de medida36.

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.

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).

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.

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 KMO≥0,70, 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).

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».

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).

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).

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.

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).

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 ΔCFI≤0,010 o ΔRMSEA≤0,015.