Los trastornos de la conducta alimentaria (TCA) —anorexia nerviosa (AN), bulimia nerviosa (BN) y sus variantes— son importantes problemas de salud mental que afectan principalmente a mujeres jóvenes y se constituyen en trastornos severos casi siempre crónicos, con alta mortalidad y disfuncionalidad1,2.

En el mundo, el 1% de los adolescentes y adultos jóvenes sufre AN, y otro 4,1%, BN3. En Colombia estos trastornos afectan al 0,5% de las mujeres4. En universitarias de 16-30años de Medellín, una investigación que usó el EDI-2 mostró que un tercio de ellas están en riesgo de sufrir algún TCA, y el 14,7% ya tenían uno subclínico5.

No se dispone de estadísticas precisas3, pues el diagnóstico de TCA escapa a la mayoría de los médicos y los casos reportados corresponden a los realizados por especialistas a quienes acuden pacientes con cuadros de varios años de evolución, siendo esta la situación de casi el 50% de los casos de AN1, lo cual tiene implicaciones en el curso y pronóstico, en la calidad de vida y en los costos del tratamiento del paciente6.

El uso de instrumentos ágiles que identifiquen las personas con riesgo de TCA contribuye al diagnóstico precoz y al desarrollo de programas de prevención. Uno de los más usados es el Eating Attitudes Test (EAT) de Garner y Garfinkel, cuya versión original de 40ítems fue reducida a 26 (EAT-26)7,8, conservando adecuadas propiedades de confiabilidad y validez para la detección de TCA7,8. Su versión en castellano fue validada por Gandarillas et al.9 para la Comunidad de Madrid.

Este estudio tuvo como objetivo evaluar la validez y la utilidad diagnóstica del EAT-26 para la evaluación del riesgo de TCA en mujeres de 15-25años de Medellín (Colombia).

Estudio observacional de validación de pruebas realizado en 2010. La muestra incluida fue por conveniencia, debido a la disponibilidad de las pacientes en la consulta psiquiátrica de los investigadores en un nivel de atención comunitaria. Se estudiaron los casos nuevos de mujeres de 15-25años con criterios DSM-IV-TR para AN y BN, excluyéndose quienes padecieran depresión estuporosa, catatonía, esquizofrenia, neoplasias, VIH, síndrome de malabsorción, diabetes mellitus no tratada, hipo e hipertiroidismo no corregido o cualquier otra enfermedad médica severa que se relacionara con desnutrición e hipometabolismo.

Se evaluaron 29pacientes, de las cuales 4 se excluyeron (2 por no cumplir criterios DSM-IV-TR, una por hipertiroidismo no tratado y otra porque no aceptó participar). Cuatro controles por cada caso fueron seleccionadas por muestreo aleatorizado simple de la población de estudiantes de una universidad privada de Medellín. Aunque ninguna estudiante seleccionada como control se negó a entrar en el estudio, se excluyeron 7 por tener los datos de la EAT-26 incompletos.

Todas las participantes, después de la firma del consentimiento informado (en los menores de 18años se obtuvo asentimiento y consentimiento por el representante legal), respondieron por autorreporte un cuestionario de información sociodemográfica y el EAT-26. Posteriormente se les practicó una entrevista estructurada por parte de uno de los 2psiquiatras con experiencia en TCA o de uno de los 2residentes de psiquiatría que realizaron la investigación. Este estudio contó con la aprobación del Comité de Ética.

El objetivo era determinar si las participantes cumplían criterios del DSM-IV-TR (Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders.Text Revision)10 para AN y BN, utilizando el Mini-International Neuropsychiatric Interview (MINI)11. Este fue considerado el «criterio de oro». En los casos, el MINI se aplicó simultáneamente con la EAT-26 y no tuvo el carácter de prueba ciega, ya que los investigadores tenían conocimiento del diagnóstico. En los controles la aplicación del MINI se realizó de manera ciega. Los evaluadores estandarizaron el MINI y el cuestionario aplicándolos a 5pacientes de consulta externa y 5estudiantes «sanas».

El instrumento utilizado (EAT-26) tiene el 88,9% de sensibilidad y el 97,7% de especificidad12. Se usó la versión validada al castellano por Gandarillas et al.9. Cada pregunta tenía 6opciones de respuesta (nunca, raramente, a veces, a menudo, muy a menudo, siempre); las 3 primeras se calificaban con 0, la cuarta con 1, la quinta con 2 y la sexta con 3. La puntuación total es la sumatoria de los valores de los ítems, teniendo como precaución que la pregunta 25 se puntúa a la inversa: a mayor puntuación hay mayor riesgo de AN o BN. Esta versión tiene 3subescalas: a)dieta:13ítems sobre conductas evitativas de alimentos que engorden y preocupaciones por delgadez; b)bulimia y preocupación por la comida: 6ítems sobre conductas bulímicas y pensamientos acerca de comida, y c)control oral: 7ítems sobre autocontrol de ingesta y presión de los otros para ganar peso. Los derechos para utilización y adaptación del EAT-26 versión en castellano fueron otorgados por los autores.

Se evaluó la validez de constructo mediante análisis factorial exploratorio, incluyendo la información de las 136participantes. Previamente se estudió la adecuación de los datos para este análisis mediante la determinante de matriz de correlaciones, el test de esfericidad de Bartlett y el índice de Kaiser-Meyer-Olkin. Se hizo análisis de componentes principales en el que se utilizó la rotación varimax para facilitar la interpretación de los resultados. Para determinar el número de factores máximo a extraer se consideró que los autovalores fueran mayores que uno. Las diferencias entre los grupos se evaluaron con la prueba U. La confiabilidad se calculó con el α de Cronbach. Para evaluar la validez de criterio se calcularon la sensibilidad, la especificidad, el valor predictivo positivo (VPP), el valor predictivo negativo (VPN) y el porcentaje de casos bien clasificados. Mediante curvas ROC (receiver operating characteristic) se determinó el punto de corte óptimo para discriminar la población posiblemente enferma de la normal. Se utilizó la prueba z para verificar la hipótesis de estudio de que el área bajo la curva normal del EAT-26 al punto de corte propuesto era diferente a 0,5. En todos los análisis estadísticos se asumió significación estadística si el valor de probabilidad era menor de 0,05. Se utilizó el programa Medcalc versión 11.4 para análisis de la curva ROC.

Participaron en el estudio 136mujeres: 25casos de AN y BN y 111controles (razón caso:control de 1:4,4). Los grupos de estudio fueron similares en las variables estado civil y estrato socioeconómico, pero diferentes en la escolaridad, ocupación y edad; para esta última fue estadísticamente significativa. Una sola paciente de TCA tuvo antecedente familiar de este tipo de trastornos (su madre). Ningún control tuvo este antecedente (tabla 1).

Entre los controles, 15obtuvieron puntuaciones ≥22, pero al revisarse ninguna cumplió criterios del DSM-IV-TR para ser clasificada como caso, por lo que se consideraron falsos positivos. En cuanto al tipo de trastorno de las pacientes, fueron 13casos de AN (52,0%) —8 de tipo restrictivo y 5 de tipo compulsivo/purgativo— y 12 de BN (48,0%) —8 tipo purgativo y 4 no purgativo—. La comorbilidad fue trastorno depresivo mayor (TDM) en 12participantes (48,0%), trastorno distímico (TD) en 3 (12,0%), y trastorno límite de personalidad (TLP), trastorno afectivo bipolar (TAB) y trastorno cliclotímico (TC) con un caso para cada uno (4,0%). En los controles la comorbilidad fue TDM en 11individuos (9,9%), TD en 3 (2,7%), trastorno de ansiedad generalizada en 3 (2,7%), fobia social en 2 (1,8%), trastorno obsesivo compulsivo en 2 (1,8%), abuso de sustancias en 2 (1,8%) y abuso de alcohol en 4 (3,6%).

La edad mediana en que se produjo diagnóstico por primera vez de TCA en los casos fue de 16años (RIC: 15-18), siendo de 16años (RIC: 14,1-18,0) para AN y de 17años (RIC: 16-19,5) en BN, diferencia no significativa estadísticamente (U=55,0, p=0,225).

Análisis de ROC

El mejor valor de corte fue ≥11puntos. El área bajo la curva indicó que la probabilidad de clasificar correctamente a una persona es del 97,3% (z=20,70, p<0,0001) (fig. 1).

Figura 1.

Curva ROC para EAT-26 cuando se compara con los criterios DSM-IV-TR para TCA en 25 mujeres con TCA y 111 sanas, Medellín (Colombia).

(0.21MB).

La tabla de clasificación de las 2pruebas indicó que para una prevalencia del 18,4% el valor de corte ≥11 tiene una sensibilidad del 100,0% (IC95%: 86,3-100,0%) y una especificidad del 85,6% (IC95%: 77,6-91,5%). También tiene un VPP del 61,0% (IC95%: 44,5-75,8), un VPN del 100,0% (IC95%: 96,2-100,0%), y valores de verosimilitud positiva del 6,9% (IC95%: 4,4-10,9%) y negativa del 0,0%.

Fue significativa la diferencia de las medianas de puntuación de EAT-26 para los grupos: 19 en casos versus 3 en controles (U=92,5, p<0,001). La mediana de puntuación para AN fue de 19, y para BN, de 15 (U=76,0, p=0,339).

En este estudio el 60% de los casos tuvieron comorbilidad depresiva, lo que se encuentra dentro del rango reportado por 2artículos (24%13 y 88%14). La prevalencia de TAB incluyendo TC puede llegar a ser hasta del 13%15; en nuestra muestra, un caso de TC en AN y un TAB en BN representan un 8%. El TLP es más frecuente en AN de tipo compulsivo/purgativo, y la presencia de TLP en uno de los casos de AN tipo restrictivo muestra el papel aún no clarificado de la personalidad en los TCA16. La edad mediana para el diagnóstico por primera vez fue 16años, que coincide con que de 15-19años se tiene la más alta incidencia, correspondiendo aproximadamente al 40% de los casos identificados de AN17, con un 35,8% para mujeres entre 10-19años18. Por tipo de trastorno, AN aportó el 52% de los casos y BN el resto. La presencia de otros trastornos mentales en los controles estaba dentro de lo esperado para la población general4.

La validación factorial del EAT-26 identificó 4factores (BN, dieta, preocupación por la comida y control oral), siendo en orden los 2 primeros los que más varianza explicaron, hallazgos parcialmente de acuerdo con Garner y Garfinkel8, que reportaron la dieta como el más relevante en la escala original. El número de dominios ha variado en los estudios: de 419,20 a 39,21.

El EAT-26 mostró excelente confiabilidad (92%). En otros estudios similares la confiabilidad ha variado según tipo de población y cultura: 75% en jóvenes brasileñas22, 85% jóvenes italianas23, 86% en adolescentes madrileñas9, 87% en preadolescentes y adolescentes colombianos de ambos sexos20, 90% en adolescentes españolas24 y 94% en jóvenes españolas25. En los 2 últimos, al igual que en el nuestro, se recomienda la eliminación de los ítems 19 y 25, lo cual aumentaría la confiabilidad.

El análisis ROC mostró que el mejor punto de corte es ≥11, que es un punto mayor a los reportados en estudios en adolescentes madrileñas9 y omaníes26, pero uno menor al aconsejado para estudiantes universitarias griegas21. La gran mayoría de estudios realizados tienen punto de corte ≥208,21,22 o superior25. Sin embargo, la ventaja que se tendría con una menor puntuación en el cribado sería que más mujeres deberían ser vistas por el psiquiatra, disminuyendo los falsos negativos.

Para una prevalencia del 18,4% y un punto de corte ≥11, nuestro estudio tiene una sensibilidad del 100% y una especificidad del 85%, valores más altos que el reportado en adolescentes madrileñas9 (S=90%, E=75%) y omaníes26 (S=64%, E=38%) con un punto de corte de 10; griegas21 (S=40%, E=84%) con punto de corte de 20; gallegas24 (S=26%, E=95%) con un punto de corte de 23, lo que ratifica que al aumentar el punto de corte disminuye la sensibilidad pero aumenta la especificidad. Factores étnicos y culturales27 se deben considerar también para explicar las diferencias encontradas por los autores mencionados.

En nuestro estudio el VPP fue del 61%, igual al reportado en adolescentes griegas21 y mucho más alto que lo estimado en jóvenes omaníes26 y madrileñas9, pero menor que el 66% en españolas25. En cuanto al VPN, fue del 100%, igual al reportado por Gandarillas et al.9. Estas diferencias en los valores predictivos pueden deberse a que estos se ven afectados directamente por la prevalencia de la enfermedad en el ámbito de cada población de estudio a que hacen referencia los anteriores artículos.

Debe recordarse que en nuestro estudio la muestra de casos puede considerarse pequeña, lo que podría estar afectando en forma indirecta los valores predictivos encontrados. Investigaciones con el EAT-26 en atención primaria muestran que tiene baja sensibilidad pero buena especificidad, si se toma el punto de corte ≥2022,25. Sin embargo, con un punto de corte ≥11 se mejora la precisión diagnóstica28 y se reducen los falsos positivos, hallazgo que comparten nuestros resultados. Jacobi et al.29 afirmaban que los instrumentos que identifican TCA no son apropiados para detectar conductas de riesgo, pero está aceptado que la EAT-26 es útil en atención primaria como cribado para derivar con fines de confirmación diagnóstica y de tratamiento especializado30.

La principal limitación del estudio es que las muestras de los 2grupos podrían no representar adecuadamente los casos intermedios con síntomas relacionados con los TCA. La muestra de casos, además, puede considerarse pequeña, lo que podría estar afectando los valores predictivos, y con esto dificulta la comparación con otros estudios realizados con el mismo instrumento.

En conclusión, el EAT-26 modificado y abreviado es un instrumento multidimensional, con excelentes valores de confiabilidad y sensibilidad, y con adecuado valor de especificidad. Este instrumento sería apropiado para cribado de posible TCA en población de universitarias, contribuyendo a la detección temprana en mujeres jóvenes.

Centro de Investigación para el Desarrollo y la Innovación (CIDI) de la Universidad Pontificia Bolivariana.

Los autores declaran no tener ningún conflicto de intereses.