The increased frequency of binge eating behavior, and its relationship to overweight and obesity, expressed a national and international real health problem. The objective of this study was to explore, identify and describe the risk factors that interrelate and explain Binge Eating Behavior, paying special attention to the similarities and differences inherent to samples from three different Spanish-speaking countries (Mexico, Spain and Argentina). The total sample consisted of N=258 women: Mexican (n=85, Mage=16.18, SD=0.99); Argentine (n=75, Mage=17.00, SD=1.24) and Spanish (n=98, Mage=17.00, SD=1.36). The instruments used showed a good psychometrical properties. The eating for psychological compensation factor gets the highest β weight in the three groups and its intercultural relevance is confirmed by the Path Analysis. It is discussed the emotional nature of the eating for psychological compensation factor, its contribution to prevention, and its predictive power.
La conducta de atracón, el incremento en su frecuencia que incide en el riesgo asociado a trastorno alimentario, así como su relación con sobrepeso y obesidad constituyen un problema de salud vigente a nivel nacional e internacional. El objetivo de la investigación fue explorar, identificar y describir los factores de riesgo que se interrelacionan y explican la Conducta de Atracón, poniendo especial interés en las similitudes y diferencias inherentes a muestras de tres diferentes países de habla hispana (México, España y Argentina). La muestra agrupó N=258 mujeres: mexicanas (n=85, Medad= 16.18, DE = 0.99); argentinas (n=75, Medad= 17.00, DE = 1.24) y españolas (n=98,Medad = 17.00, DE = 1.36). Se utilizaron instrumentos psicométricamente adecuados. Entre los resultados de mayor interés se encontró que el factor comer por compensación psicológica obtiene el peso β más alto en cada grupo y el análisis de senderos confirma su importancia intercultural. El carácter emocional de dicho factor, su aportación a la prevención y su poder predictivo forman parte de la discusión.
La etiología de los Trastornos de la Conducta Alimentaria (TCA) está estrechamente relacionada con las normas sociales, la cultura y la etnia (Keel & Klump, 2003), dicha aseveración es común en la literatura especializada que describe el origen y el incremento epidémico de dichos padecimientos (Iancu, Spivak, Ratzoni, Alter & Weizman, 1994), y se ha sustentado en el proceso de “ occidentaliza-ción” o “modernización” de la sociedades (Gómez-Peresmitré, 2004; Nasser, Katzman & Gordon, 2001; Stice, 1994).
Así también, algunos teóricos proponen que estos trastornos son síndromes de “transición cultural” que ocurren frecuentemente en sociedades que experimentan cambios vertiginosos. Hannerz (1995) propone que para entender el papel del cambio cultural (cambio subsecuente a la identificación de una cultura periférica con una central dominante) se examine la relación entre exposición a las normas y valores de la cultura occidental y la vulnerabilidad ante los TCA.
Nasser (1997) sugiere que el concepto de occidentalización se puede descomponer en sus elementos básicos para entender las fuerzas que lo respaldan, entre estos ocupa un lugar especial la globalización de los mercados, que incluye la categoría de desarrollo, ya que la globalización ideológica que conlleva la económica y que contribuye a explicar la aparición e incremento de TCA en países en desarrollo, puede entenderse como parte de la identificación de una cultura periférica con una central, dominante o hegemónica.
Es importante considerar el concepto de aculturación, que se ha definido como el proceso adaptativo de ajuste cultural en el que las personas adoptan una nueva cultura que surge como resultado del contacto e interacción de culturas distintas y promueve un cambio psicológico (Berry, Trimble, Olmedo & Lonner, 1986).
La aculturación se ha descrito de igual manera como la modificación de las costumbres, hábitos, uso de lenguaje, estilo de vida y valores de una persona debido al contacto (multiplicado cuantitativa y cualitativamente por la tecnología de punta) con una cultura diferente a la suya. Al respecto, Gómez-Peresmitré (2000) equipara la aculturación con la transculturación y señala que ésta se produce incluso sin la movilización de las personas, sin que exista traspaso de fronteras, y ello es debido a la influencia ideológica (que conlleva la globalización económica) que incluye la influencia que ejercen las ideas e imágenes difundidas a través de los medios de comunicación. Con la aparición del internet y sus múltiples aplicaciones ( e.g., las redes sociales) e instrumentos de la TV vía satélite, etc., se ha ampliado el espacio de contacto e interacción humana, contribuyendo a que el intercambio de ideas, sistemas de representación, formación y cambio de actitudes y los sistemas de valores, sean modelados e interiorizados de manera más fácil y casi natural.
Partiendo de la premisa anterior se concedió especial atención al estudio de factores de riesgo asociados a los TCA en tres distintos países de habla hispana, esto es, culturalmente emparentadas por su idioma, pero con características propias inherentes a su entorno e historia particular. Al respecto se encontraron estudios antecedentes en los que co-participaron muestras de mujeres mexicanas y españolas. Los resultados muestran que las adolescentes mexicanas, presentan más insatisfacción corporal, escogen hasta dos veces más una figura ideal muy delgada y muestran porcentajes significativamente más altos en conducta alimentaria restringida (Gómez-Peresmitré & Acosta, 2000). Sin embargo, lo que más llama la atención es que estos resultados fueron replicados tanto en muestras de adolescentes más jóvenes (13 a 17 años) (Gómez-Peresmitré & Acosta, 2002) como en las de las adolescentes más grandes (> 17 a 19 años) (Acosta, Llopis, Gómez-Peresmitré & Pineda 2005).
En otro estudio con una muestra de adolescentes con 14 años de edad promedio, se encontró que fueron las españolas las que expresaron mayor insatisfacción corporal. Sin embargo, más mexicanas habían hecho dieta para perder peso (una de cada cuatro) y aunque estaban menos insatisfechas que las españolas, un número significativamente mayor de mexicanas habían perdido más peso en el año anterior y habían experimentado más presión (de los pares o amigos) para adelgazar (Toro et al., 2006).
En otras dos investigaciones, de españolas vs mexicanas (Raich et al., 2001) y de mexicanas vs españolas (Mancilla et al., 2010) realizadas con estudiantes del primer año de diferentes carreras universitarias, con edad promedio de 19 y 21 años respectivamente, se encontró, en la primera, que las españolas presentaban mayor insatisfacción corporal y síntomas de TCA, en cambio, Mancilla, et al. (2010), reportan que las mujeres mexicanas, presentaron, en un porcentaje mayor que el de las españolas, sintomatología de TCA, además de que más mexicanas habían realizado dietas y ejercicio con la finalidad de controlar su peso corporal. Cabe señalar que estos hallazgos confirman los resultados de las investigaciones arriba descritas, específicamente los relacionados con conducta alimentaria restringida (Acosta et al., 2005; Gómez-Peresmitré & Acosta, 2000, 2002;Toro et al., 2006), aunque no son consistentes con los de Raich et al. (2001). Resumiendo, puede decirse que en el total de los estudios descritos (con excepción del de Raich et al., 2001) las mexicanas mostraron tener mayor problema con conducta alimentaria de riesgo, en una proporción significativamente mayor que sus contrapartes españolas.
Bay, Herscovici, Kovalskys, Berner, Orellana y Bergesio (2005), en un estudio realizado en Argentina encontró que las preocupaciones acerca del peso y del aspecto corporal fueron muy comunes, especialmente entre las mujeres, quienes mayoritariamente se sienten excedidas de peso y conforme tienen más edad intentan perder peso, hacen dieta con más frecuencia y tienen más conducta de atracón.
En un estudio en el que se compararon muestras de estudiantes mexicanas y argentinas con edad promedio de 17 años, se detectaron más similitudes que diferencias, por ejemplo en los dos grupos se encontró que las adolescentes se preocupaban por el peso y la comida, practicaban dieta restringida, mantenían control alimentario externo y se encontraban insatisfechas con su imagen corporal. Entre las diferencias se observó que las estudiantes mexicanas percibían su figura real más gruesa y sobreestimaban su imagen corporal en mayor medida que las argentinas. Por el contrario, la muestra de adolescentes de Argentina percibían su figura real más delgada y subestiman su imagen corporal, así también, manifestaban mayor conducta alimentaria compulsiva en comparación con las mexicanas (Gómez-Peresmitré, León & Gorischnik, 2004).
Puede observarse en las investigaciones antes revisadas que han sido distintos los factores de riesgo explorados en los estudios transculturales y que no se ha puesto mayor énfasis en la Conducta de Atracón (CA), razón por la cual ésta resulta de especial relevancia para los propósitos del presente estudio. La CA se define como consumo de cantidades copiosas de comida en un intervalo breve de tiempo (Kittleson & Kramer, 2005) y se acompaña de una sensación de pérdida de control sobre la misma (APA, 2002). Es importante señalar que el atracón además de estar asociado con los TCA también se relaciona con sobrepeso y obesidad, (Cargill, Clark, Pera, Niaura & Abrahms, 1999; Cooper, Fairburn & Hawker, 2003; Sysko, Devlin, Walsh, Simmerli & Kissileff, 2007).
La importancia de estudiar la CA reside en que precede el desarrollo de la Bulimia Nervosa. En el modelo del camino doble propuesto por Stice (1994, 2001, 2002) y Stice, Shaw y Nemeroff (1998), ajustado en población mexicana (Gómez-Peresmitré, Pineda & Oviedo, 2008), se muestra que la interiorización del modelo ideal es considerada como un precursor de la insatisfacción corporal, mientras que ésta funge como predictor de dieta restringida, la que a su vez, junto con afecto negativo o independientemente de éste, constituye un factor de riesgo predictivo para el desarrollo (onset) y mantenimiento de conductas bulímicas.
Entre las factores de riesgo de interés para el presente estudio que se interrelacionan con CA se consideró Comer por compensación psicológica, que se refiere a la relación entre la conducta alimentaria y el estado de ánimo, (e.g., comer cuando uno se siente aburrido, triste, intranquilo), es decir, estado de ánimo y la emoción juegan un rol importante en el consumo de alimentos. Se ha encontrado también, que el estado de ánimo no sólo incrementa los niveles de pérdida de control sino afectan la misma percepción para calificar un episodio alimentario como atracón (Guertin & Conger, 1999; Telch & Agras, 1996). Se ha reportado además, que la CA es provocada por emociones negativas tales como estrés (Gómez-Peresmitré, Pineda & Oviedo, 2008; Masheb & Grilo, 2006), ansiedad y depresión (Salinas & Gómez Peresmitré, 2009) y que la gravedad de los atracones se asocia con “comer emocional” (Ricca et al., 2009).
Así también, se ha documentado ampliamente la relación entre Preocupación por el peso y la comida y Conducta alimentaria compulsiva (Hsu et al., 2002; Nauta, Hospers, Kok, & Jansen, 2000, Salinas & Gómez –Peresmitré, 2009), así como una asociación positiva entre magnitud del atracón e Índice de Masa Corporal (IMC) (Ackard, Neumark-Sztainer, Story & Perry, 2003; López, Mancilla, Vázquez, Ocampo, Franco & Álvarez, 2010).
Con base en los antecedentes descritos, el objetivo del presente estudio fue explorar, identificar y describir los factores de riesgo que tienen mayor peso y explican mayor varianza en la Conducta de Atracón, la variable dependiente de este estudio, poniendo especial interés en las similitudes y diferencias inherentes a muestras de tres diferentes países de habla hispana (México, España y Argentina).
MétodoParticipantesLa muestra agrupó un total de N=258 mujeres; mexicanas (n=85, Medad=16.18, DE=0.99); argentinas (n=75, Medad= 17.00, DE=1.24) y españolas (n=98, Medad=17.00, DE=1.36), con rango de edad de entre 15 a 19 años. Las estudiantes de los 3 grupos se reclutaron en escuelas públicas cuidando que las participantes, argentinas y españolas quedaran igualadas en el nivel de estudios de las mexicanas (preparatoria y primer año de carrera universitaria). Debido a que la variable edad resultó significativa entre los grupos (F (2, 255) = 13.09 p =.0001), se aplicó un análisis de covarianza en cada grupo, resultando cada uno no estadísticamente significativo y al aplicar el mismo análisis para cada factor de riesgo, también resultó no significativo. El coeficiente de variación (CV) permitió constatar que la variabilidad introducida por la edad, fue mínima (CV < .10). El muestreo fue no aleatorio. El tipo de estudio fue transversal exploratorio con un diseño de tres grupos con observaciones independientes.
InstrumentosEn la recolección de datos se aplicaron instrumentos de auto-reporte desarrollados en México y utilizados en investigaciones antecedentes con muestras españolas (Acosta et al., 2005; Gómez-Peresmitré & Acosta, 2000; Gómez-Peresmitré & Acosta, 2002), en el caso de Argentina, el presente estudio representó una primera incursión por tanto aún no se cuenta con los datos psicométricos referentes a esa población.
Datos socio-demográficosEn esta parte del cuestionario se plantean preguntas abiertas, e.g., peso y estatura (IMC reportado) edad y escolaridad. El sexo (femenino), tipo de escuela (pública) y lugar de residencia (urbana) se mantuvieron constantes.
Imagen CorporalPara la estimación de la variables, figura ideal (la que me gustaría tener), figura actual (como me auto-percibo) e insatisfacción corporal (diferencia entre figura ideal menos la actual) se utilizó una escala visual compuesta de 9 siluetas distribuidas en un continuo de peso corporal que cubre desde una silueta muy delgada (puntuación = 1), hasta una muy gruesa (puntuación = 9) pasando por una puntuación de 5 para una silueta normo-peso. Se obtuvo un coeficiente de consistencia interna alpha = .77 en población Mexicana. En muestras de estudios transculturales previos (Acosta, et al. 2005; Gómez-Peresmitré & Acosta, 2000; 2002, entre otros) los valores de alpha varían en un rango de .75 a .85.
Conducta AlimentariaLas actitudes hacia la alimentación y conductas alimentarias anómalas, se estimaron con la Escala de Factores de Riesgo Asociados con Trastornos Alimentarios (EFRATA) (Gómez-Peresmitré & Ávila, 1998) compuesta por 54 ítems tipo Likert con cinco opciones de respuesta que van desde “nunca” = 1 a “siempre” = 5; distribuidos en 7 factores. En esta investigación se utilizaron los factores: Conducta alimentaria compulsiva con 14 ítems con varianza explicada de 16.5% y alfa de .91; Preocupación por el peso y la comida, con nueve ítems, varianza explicada de 7.4% y alfa de .82; Dieta crónica restringida, compuesta por ocho ítems con varianza explicada de 2.6% y alfa de .81;Atribución de control alimentario externo, con cinco ítems, varianza explicada de 5.9% y alfa de .80; Comer por compensación psicológica, con cuatro ítems, varianza explicada de 3.4% y alfa de .74; Atribución de control alimentario interno con 5 ítems, varianza explicada de 2.4% y alfa de .74. En todos los casos una puntuación alta se interpreta como mayor riesgo en lo que está estimando la variable.
También se obtuvo el Índice de Masa Corporal IMC = (peso / talla2). La clasificación del peso corporal se basó en los puntos de corte propuestos por la OMS (WHO, 1999): desnutrición (IMC <18.5); estado nutricio adecuado (IMC de 18.5 a 24.9); sobrepeso (IMC de 25.0 a 29.9); y obesidad (IMC ≥ 30.0).
ProcedimientoEl reclutamiento de las estudiantes, en cada país, fue voluntario y la aplicación de los instrumentos se llevó a cabo en una sola sesión, en los salones y horarios de clases, una vez aceptado el consentimiento informado. Previo a la aplicación del instrumento en la muestra de Argentina se llevó a cabo un estudio piloto, para probar comprensión y adecuar expresiones del lenguaje utilizado en el instrumento de la muestra mexicana a los usos y costumbres del lenguaje del grupo argentino. En el caso del grupo español, ya se contaba con el instrumento adecuado a las expresiones de lenguaje propias de dicha cultura gracias a la información recabada en estudios anteriores (Acosta et al., 2005; Gómez-Peresmitré & Acosta, 2000; Gómez-Peresmitré & Acosta, 2002).
ResultadosCon el propósito de investigar cuáles de los factores de riesgo asociados con IC y con conducta alimentaria anómala se relacionan con mayor magnitud e introducen mayor variación en la variable de CA se procedió a la aplicación de un análisis de Regresión Lineal Múltiple (RLM) utilizando el método por pasos (Stepwise). Puede observarse, en la tabla 1 y figura 1 que para el caso de México, cuatro fueron los factores de riesgo estadísticamente significativos: comer por compensación psicológica (β = .77, p = .001) preocupación por el peso y la comida (β = .22, p = .002), IMC (β = .17, p = .012) y control alimentario interno (β = −.15, p =.024). La varianza explicada en la variable dependiente (CA) por los factores de riesgo o variables independientes estadísticamente significativos fue del 69% (R2ajust = 0.69). Así, para un 31% (1− .69) de la varianza en CA se desconoce el origen de la misma. La carga más baja y negativa correspondió a control alimentario interno.
En la Tabla 2 y Figura 2, puede observarse que en la muestra argentina sólo se encontraron dos factores estadísticamente significativos: compensación psicológica (β = .44, p = .001); y preocupación por el peso y la comida (β = .36, p =.002). La varianza explicada fue de (R2ajust=.50), del otro 50% se desconoce su origen. Sin embargo, debe hacerse notar que el modelo Argentino, con sólo dos factores explica mayor varianza que el modelo de España con tres (50% vs. 42%) respectivamente.
En el caso de la muestra española (Tabla 3, Figura 3) se agruparon tres factores de riesgo estadísticamente significativos: compensación psicológica (β= 0. 62, p.=0.001); IMC (β=0.20, p=0.01); y control alimentario externo (β=0.18, p=0.02). La varianza explicada en la Conducta de atracón fue del 42% (R2ajust= 0.42) mientras que un 58% correspondió a la varianza no explicada por esos factores (1− .42).
Buscando diferencias y similitudes entre los grupos se encontró que la muestra de mujeres mexicanas agrupó un número mayor factores de riesgo con un peso beta alto (β = .77) en el primer factor que entró a la ecuación, y con cargas β más altas que las del modelo español. Sin embargo, comparando las cargas de la muestra mexicana con las de los dos factores del grupo argentino, éstas, fueron más altas (Ver Figuras 1 y 2). El modelo mexicano fue el que explicó mayor varianza (R2ajust=.69 >R2ajust= .50 >R2ajust= .42) que el argentino y que el español respectivamente. De gran interés resultó constatar, que en los 3 grupos, el factor Comer por Compensación Psicológica (CCP) no solamente fue el mismo sino también el primero y por lo tanto con la cargas β más altas, por lo que se decidió determinar y confirmar direccionalidad e interrelaciones de este factor de riesgo con los otros, a través de un análisis más fino, por lo que se decidió desarrollar un Análisis de Senderos (AS) (Path Analysis), teniendo claro desde un principio, su carácter exploratorio dado el tamaño pequeño de las muestras (n < 100) (Kline, 2005).
Índices de Ajuste. Uno de los índices más frecuentemente utilizado es el de la chi-Cuadrada que prueba la hipótesis nula de un ajuste perfecto entre el modelo obtenido y el de la población, y representa la hipótesis que el investigador quiere aceptar. Teniendo en cuenta el tamaño pequeño de las muestras y la consecuente naturaleza exploratoria del estudio, se utilizó una chi-cuadrada ajustada por los grados de libertad (Normed-Chi-square = NC=X2/gl) que se utiliza para reducir la sensibilidad de este índice (Ji-Cuadrada) al tamaño de la muestra. De acuerdo con Bollen y Long (1993), los valores NC ≤ 5.0 pueden considerarse como indicadores de un ajuste razonable. Para el índice de ajuste comparativo, el CFI (por sus siglas en inglés) tiene un valor esperado es 1.0 pero un valor de .90 se considera un ajuste razonable. El índice de la Raíz Media Cuadrada del Error de Aproximación (RMSEA) con un valor ≤ .05 indica un ajuste aproximado, valores entre .05 y .08 implican un error de aproximación razonable y RMSEA > .10 sugiere un pobre ajuste. Los valores esperados del índice de la Raíz Media Cuadrada Residual (RMR) son: RMR = 0 ≤ .10; valores más altos indican un pobre ajuste (Kline, 2005, p.141). Debe señalarse que para propósitos prácticos se añadió, en la tabla de medidas de ajuste que aparece en cada figura de AS, el correspondiente valor de consistencia interna (alpha) sin que este forme parte de dichos índices.
Se retomaron los 5 factores que entraron en las ecuaciones de los análisis de RLM, la variable dependiente CA y se añadió Dieta Crónica y Restringida (DCR) por la importancia que la teoría le atribuye en relación con el atracón (e.g., Stice, 1994, 2001). Se procedió a estimar un modelo estructural de senderos para cada muestra teniendo nuevamente como variable dependiente, en los 3 modelos, el factor de riesgo Conducta de atracón. El AS retuvo 3 factores como variables independientes, Preocupación por el Peso y la Comida (PPC); Dieta Crónica y Restringida (DCR) y Comer por Compensación Psicológica (CCP) aportando información valiosa en tres aspectos: 1) Se encontró que el factor CCP se relaciona positiva y directamente con CA además de mostrar capacidad predictiva de la misma, con cargas β altas y significativas. Puede verse que la β más alta es la del modelo mexicano, sigue la del argentino y la del español (.79 > .60 > .48) respectivamente (Figuras,4,5 y 6). Debe hacerse notar que las magnitudes β son efectivamente altas en comparación con las que son consideradas como valores bajos (< .10) y medios (< .30) (Cohen, 1988) y que son frecuentemente reportados en este tipo de análisis. Cohen, sugiere que un valor ≥ .50 es grande. 2) Quedó explícitamente representado en cada uno de los modelos, que CCP además de ser un predictor (antecedente directo) de la Conducta de atracón, tiene un papel mediador o interviniente entre PPC y CAC y DCR y CA, y 3) Aunque el factor DCR permaneció en los modelos (en los análisis de RLM desapareció), sus cargas son mínimas (< .10) demostrando baja relevancia estructural, o en otros términos pobre capacidad predictiva del factor CCP y prácticamente una nula relación indirecta con CA. Por último debe señalarse que las correlaciones (marcadas por un arco de dos puntas) entre PPC y DCR son altas: México (.65), Argentina (.72) y España (.68) sin embargo, como el AS desglosa la participación de cada uno de estos factores en la predicción de PPC, puede verse, como ya se señaló, que la del factor DCR es mínima. Las figuras 4, 5 y 6 exhiben los modelos resultantes con valores estandarizados, y sus respectivas medidas de bondad de ajuste y alphas.
Puede apreciarse que el modelo con mejores ajustes es el de las mujeres españolas con CN = 3.4, CFI = 95 RMSEA = .16; RMR = .08 y alpha = .66 (Figura 6), aunque el valor RMSEA indica un pobre ajuste del modelo obtenido; le sigue el de las mujeres mexicanas (Figura 4) CN = 9; CFI = .90 y RMSEA = .31; RMR = .09 y alpha = .80. El de las argentinas es el modelo con los ajustes más pobres CN = 12.8, CFI = .82 y RMSEA = .40; RMR = .15 (Ver Figura 5).
Los residuos (RMR) resultaron aceptables para el modelo mexicano y español (0.09 y 0.08) respectivamente e inaceptable para el argentino (.15). Los coeficientes de consistencia interna alpha fueron altos y similares para los modelos mexicano y argentino (.80; .85) y de valor medio para el español (.66).
DiscusiónCon el propósito de identificar y describir los factores de riesgo que se interrelacionan, y explican mayor varianza en Conducta de Atracón (CA), se procedió a analizar las diferencias y similitudes existentes entre las muestras de tres diferentes países de habla hispana (México, España y Argentina), encontrándose que la Regresión Lineal Múltiple (RLM) mostró que el modelo de las mujeres mexicanas agrupó el mayor número de predictores (4 de los 10 originales) de la conducta alimentaria compulsiva. De gran interés resultó el hallazgo que señala que Comer por Compensación Psicológica (CCP) es el factor predictor más importante de CA para los tres grupos culturales (explica en cada caso mayor varianza), aunque en el modelo mexicano explica la mayor varianza. Estos resultados confirman las distintas investigaciones en las que se ha detectado que el estado de ánimo está estrechamente relacionado con la ingesta de alimentos y principalmente con CA (Gómez-Peresmitré, Pineda & Oviedo, 2008; Guertin & Conger, 1999; Masheb & Grilo, 2006; Ricca et al., 2009; Salinas & Gómez-Peresmitré, 2009; Telch & Agras, 1996).
El segundo factor de riesgo predictor de CA fue el de Preocupación por el Peso y la Comida (PPC) compartido por los modelos mexicano y argentino. La relación entre estos dos factores de riesgo ha sido documentada por distintos autores (Hsu et al., 2002; Nauta, Hospers, Kok & Jansen, 2000; Salinas & Gómez–Peresmitré, 2009), sin embargo no se ha descrito a través de un modelo predictivo, tal y como aquí se desarrolló.
El IMC fue compartido por el modelo mexicano (tercer factor) y el español (segundo factor). La presencia del IMC entre los predictores de la CA mantiene una congruencia teórica y lógica, ya que la tendencia hacia dicha conducta se asocia con sobrepeso y obesidad, es decir con incrementos del IMC, y también se ha documentado una asociación positiva entre magnitud del atracón e IMC (Ackard, Neumark-Sztainer, Story& Perry, 2003; López et al., 2010).
Por otra parte, entre las diferencias de los modelos español y mexicano se encontró el tipo de control alimentario: interno, encontrado en el modelo mexicano (cuarto factor predictor de CA) y externo en el español (tercer factor predictivo de CA). En el primero, (control alimentario interno) se da gran valor a las personas que controlan su forma de comer (e.g., “admiro a la personas que pueden comer con medida”) y estadísticamente tiene la carga más pequeña y negativa en el Modelo mexicano. Así, a menor control alimentario interno, mayor conducta de atracón; mientras que en el control externo se hace énfasis en la falta de control en la comida (e.g., “es muy difícil mantener el control sobre la ingesta alimentaria ya que todo lo que nos rodea nos incita a comer”). En este caso, la relación resultó con una carga más alta y positiva, a mayor control externo mayor conducta de atracón.
Debe señalarse la inesperada ausencia de dos importantes factores de riesgo. En los tres modelos de RLM se mantuvo como una constante: 1). La exclusión (de la ecuación correspondiente) de los factores relacionados con imagen corporal dejando clara la no participación de estos factores en la conducta de atracón y 2). La exclusión de Dieta Crónica y Restringida (DCR). Algunos investigadores señalan que la CA es precedida por dieta restringida (Becker, Buerwell, Navara & Gilman, 2003; Hsu et al., 2002), por lo que se espera que atracón se produzca como consecuencia del rompimiento de una dieta restringida estricta en la forma de desinhibición de la conducta alimentaria (Polivy & Herman, 1985) o bien como influencia del efecto conjunto de factores de riesgo como afecto negativo y dieta restringida, tal y como lo propone el modelo del camino doble de Stice (1994, 2001).
Con el objetivo de explorar los factores de riesgo que se interrelacionan y explican la Conducta de atracón, se procedió a realizar el Análisis de Senderos (AS) con los datos del análisis de RLM incluyendo el factor de dieta crónica y restringida que la RLM dejó fuera. ¿Qué aportó al respecto este nuevo análisis?. Partiendo de los datos arrojados por la RLM: 1). Se confirmó la importancia del factor “preocupación por el peso y la comida” y manifestó su estatus de variable independiente y predictora directa de “comer por compensación psicológica” e indirecta de Atracón; 2). Se confirmó la escasa o nula importancia del factor “dieta crónica y restringida” como variable predictora pero mostró una alta correlación, en cada modelo, de “dieta crónica y restringida” y “preocupación por el peso y la comida” (ver liga con doble flecha en figuras 4, 5 y 6) 3). Mostró el importante papel mediador del factor de riesgo “comer por compensación psicológica” entre las variables independientes (preocupación por el peso y la comida y dieta crónica y restringida) y la variable dependiente (CA). Por último, puede concluirse que el análisis de senderos confirmó la importancia, en las tres culturas, del factor emocional “comer por compensación psicológica” y su papel de predictor, directo (CCP→CA) significativo (p < .05), y con valencias altas, especialmente en los casos de México y Argentina (.79 > .60) respectivamente.
ConclusionesCon base en los resultados se concluye que el factor Comer por compensación psicológica no sólo resultó ser el predictor más importante de Conducta de Atracón, también mostró ser de igual relevancia en las muestras de las tres culturas, mexicana, española y argentina.
Comer por compensación psicológica permite entender que el estado de ánimo tiene que ver con la forma compulsiva de comer y vislumbrar que tiene un carácter intercultural común hispánico que requiere de mayor investigación transcultural.
Desde una perspectiva práctica, el conocimiento del funcionamiento de este factor de riesgo (Comer por compensación psicológica) puede contribuir a prevenir trastornos de la conducta alimentaria y obesidad, eliminando la Conducta de Atracón, ya que habría que enseñar a los jóvenes a regular sus estados de ánimo con otras respuestas de afrontamiento que no sean la comida.
Los hallazgos de este estudio con un valor teóricopráctico potencial para un mejor entendimiento de la CA, sugieren investigar focalmente el factor Comer por compensación psicológica, que por el momento está compuesto por sólo cuatro variables.
También es importante concluir que de los diez factores originales prácticamente dos: Preocupación por el peso y la comida y Comer por compensación psicológica, permanecieron como predictores de Conducta de Atracón.
Entre otras estrategias, se deberá añadir nuevas variables (puesto que los factores se redujeron a sólo dos) y tener mayor control de la varianza de error para disminuir la varianza no explicada en la conducta de atracón.
Agradecemos a PAPIIT IN304011 el apoyo brindado para la realización de la presente investigación