Introducción

Actualmente, la preocupación por el peso y la apariencia física, así como la práctica de dietas restrictivas se han generalizado en la sociedad contemporánea (^{Gitau, Micklesfield, Pettifor y Norris, 2014}). Tales preocupaciones han aumentado por la influencia de la publicidad, que pondera las virtudes de la delgadez y la «buena forma física» (^{Mak et al., 2016}; ^{Vinkers, Evers, Adriaanse y de Ridder, 2012}). La retroalimentación que se recibe por parte de otros, la presión social percibida para ser delgada(o) y la interiorización del ideal de delgadez influyen en la estima corporal (^{Stice y Shaw, 2002}). La estima corporal se refiere a la imagen o representación mental que las personas tienen sobre sus cuerpos, y a la observación de su atractivo estético y sexual (^{Franzoi y Herzog, 1986}). La evaluación desfavorable del cuerpo y el autoconcepto negativo pueden llevar a las personas a realizar esfuerzos para alcanzar lo que se considera el «cuerpo ideal»; por ejemplo, realizar dietas restrictivas, ejercicio excesivo, e incluso recurrir a cirugías invasivas y/o al abuso en el consumo de sustancias para adelgazar o ganar masa muscular (^{Gitau et al., 2014}). Más aún, hay evidencia de que la estima corporal negativa es un factor de riesgo para la patología alimentaria (^{Stice y Shaw, 2002}; ^{Vinkers et al., 2012}).

Con la finalidad de explorar la relación entre estima corporal y ajuste psicológico es importante contar con medidas válidas y confiables. Entre los instrumentos más utilizados para evaluar la apreciación del propio cuerpo se encuentra la Body Esteem Scale (BES, «Escala de Estima Corporal»; ^{Franzoi y Shields, 1984}). La BES evalúa la apreciación por las partes y funciones del cuerpo. Es una medida libre del sesgo atribuible a la deseabilidad social (^{Franzoi, 1994}), que comprende 35 ítems tipo Likert con cinco opciones de respuesta (desde 1 = tengo sentimientos fuertemente negativos , hasta 5 = tengo sentimientos fuertemente positivos ), en donde mayores puntuaciones indican mayor aprecio por el propio cuerpo. El estudio de Franzoi y Shields, realizado con estudiantes universitarios, identificó tres factores para hombres: Condición Física (e. g., energía, agilidad, salud), Fortaleza en la Parte Superior del Cuerpo (e. g., fuerza muscular, bíceps, anchura de los hombros) y Atractivo Físico (e. g., cara, labios, nalgas), con coeficientes alfa de Cronbach entre 0.78 y 0.87; y tres factores para mujeres: Preocupación por el Peso (e. g., figura/apariencia, estómago, peso), Condición Física (e. g., reflejos, resistencia, coordinación) y Atractivo Sexual (e. g., deseo sexual, olor corporal, labios), con coeficientes alfa entre 0.81 y 0.86. Cabe destacar que la estructura factorial difiere ampliamente por sexo, ya que aunque coinciden en el número de factores, solo el de Condición Física evalúa el mismo constructo (tabla 1). Se han realizado otros estudios sobre las propiedades psicométricas de la BES en distintos países: Canadá (^{Thomas y Freeman, 1990}), España (^{Jorquera, Baños, Perpiñá y Botella, 2005}), Estados Unidos (^{Cecil y Stanley, 1997}; ^{Franzoi, 1994}; ^{Franzoi y Herzog, 1986}), Japón (^{Kowner, 2002}) y Polonia (^{Lipowska y Lipowski, 2013}). De estos estudios, solo cuatro examinaron la estructura factorial de la BES (^{Cecil y Stanley, 1997}; ^{Jorquera et al., 2005}; ^{Kowner, 2002}; ^{Lipowska y Lipowski, 2013}), todos con base en la aplicación de ACP como método de extracción, y los dos más recientes utilizando métodos de rotación ortogonal (tabla 1). En cuanto al número de factores extraídos, en general se han identificado tres (^{Jorquera et al., 2005}; ^{Kowner, 2002}; ^{Lipowska y Lipowski, 2013}), tanto para hombres como para mujeres, aunque ^{Cecil y Stanley (1997)} identificaron para estas últimas un cuarto factor.

Así, según nuestro conocimiento, solo ^{Jorquera et al. (2005)} han evaluado las propiedades psicométricas de la BES en población de habla hispana, aportando evidencia sobre su validez, específicamente en cuanto a su contenido, su estructura factorial y la relación de esta con otras variables. El ACP con rotación varimax identificó tres factores para mujeres: Preocupación por el Peso, Condición Física y Atractivo Sexual, con coeficientes alpha entre 0.76 y 0.90; y tres factores para hombres: Apariencia Física, Atractivo Sexual y Fuerza Muscular, con coeficientes alpha entre 0.81 y 0.89. Con relación a la estabilidad temporal (con un intervalo de cuatro semanas), Jorquera et al. obtuvieron coeficientes r de Pearson de 0.82 para hombres y 0.91 para mujeres, para el total de la escala, y de 0.46 a 0.77 y de 0.59 a 0.74 en las subescalas, respectivamente. Sin embargo, dicho estudio de Jorquera et al. presenta algunas elecciones estadísticas problemáticas: 1) uso del ACP como método de extracción, ya que este no discrimina entre la varianza única y la compartida, por lo que tiende a sobrestimar el número de factores a retener (^{Worthington y Whittaker, 2006}); 2) el número reducido de participantes, considerando que se realizó un ACP para hombres y otro para mujeres; 3) uso de rotación ortogonal, lo cual es inapropiado cuando los factores están correlacionados entre sí (^{Costello y Osborne, 2005}; ^{Fabrigar, Wegener, MacCallum y Strahan, 1999}; ^{Tabachnick y Fidell, 2001}; ^{Worthington y Whittaker, 2006}); 4) no indicar el criterio empleado para la retención de factores (e. g., valores propios mayores a uno, gráfico de sedimentación, análisis paralelo de Horn); y 5) no aplicar un criterio de eliminación de ítems con base en las cargas cruzadas en más de un factor. En atención a dichas condiciones, el propósito de este estudio fue analizar la estructura factorial, la consistencia interna, la estabilidad temporal y la validez convergente de la BES en mujeres y varones mexicanos.

Método

Resultados

De manera descriptiva (tabla 2), se observó que en 18 de los 35 ítems de la BES los varones registraron puntuaciones promedio significativamente mayores que las mujeres (p < 0.05); por el contrario, en las mujeres solo fueron mayores las puntuaciones de seis ítems: 6 (labios), 11 (orejas), 16 (nalgas), 21 (aspecto de los ojos), 22 (mejillas) y 23 (cadera). Por otro lado, en los 11 ítems restantes no se reportaron diferencias significativas en función del sexo de los participantes, siendo los siguientes: 1 (olor corporal), 3 (nariz), 5 (reflejos), 13 (barbilla), 15 (coordinación física), 20 (pecho/pectorales), 24 (piernas), 25 (figura o apariencia), 27 (pies), 31 (actividades sexuales) y 34 (cara). En cuanto a la puntuación total en la BES, los hombres (M = 126.84, DE = 21.28) mostraron tener mayor estima corporal (t = 2.79, gl = 552, p = 0.01) que las mujeres (M = 122.10, DE = 18.81).

El índice KMO fue aceptable tanto en mujeres como en varones (0.89 y 0.92, respectivamente). La prueba de esfericidad de Bartlett fue significativa (p= 0.0001). El análisis paralelo de ^{Horn (1965)} planteó dos factores (con base en la matriz de configuración), tanto para mujeres como para hombres (tabla 2). En las mujeres, el factor Condición Física y Preocupación por el Peso agrupó 14 ítems y explicó 25.08% de la varianza, mientras que el factor Atractivo Físico y Sexual agrupó 19 ítems y explicó 5.79% de la varianza. Los ítems 2 (apetito) y 32 (vello corporal) quedaron fuera de la estructura factorial, por no alcanzar una carga mayor o igual a 0.32. Por otro lado, la correlación entre los factores fue significativa y de magnitud moderada (r = 0.60, p = 0.0001). Para los hombres, el factor Condición Física y Preocupación por el Peso agrupó 17 ítems y explicó 33.11% de la varianza, en tanto que el factor Atractivo Físico y Sexual agrupó 14 ítems y explicó 4.48% de la varianza. Cuatro ítems quedaron fuera de la estructura factorial, dos por obtener una carga menor a 0.32, siendo 1 (olor corporal) y 2 (apetito); y dos ítems por registrar carga cruzada en los dos factores, siendo 19 (brazos) y 20 (pecho). La correlación entre factores fue significativa y con magnitud de moderada a fuerte (r = 0.73, p = 0.0001).

Básicamente, con respecto a las similitudes y diferencias observadas en el interior de las estructuras por sexo, en el factor Condición Física y Preocupación por el Peso, mujeres y hombres coincidieron en el agrupamiento de 12 ítems; aunque, destaca el hecho de que la carga factorial del ítem 35 (peso) fue sustancialmente mayor en las mujeres (0.73) que en los varones (0.34) y, por el contrario, fueron mayores las cargas factoriales obtenidas por ellos en los ítems 4 (resistencia física = 0.90), 5 (reflejos = 0.71), 7 (fuerza muscular = 0.58) y 9 (nivel de energía = 0.75), en los que las mujeres apenas registraron cargas factoriales de 0.33 a 0.61. Por otro lado, en cuanto a las no coincidencias entre mujeres y hombres respecto a los ítems agrupados en este factor, se observa que mientras para ellas fueron retenidos los ítems 18 (achura de los hombros) y 19 (brazos), en los hombres se agruparon cinco ítems que no figuraron en el factor para mujeres, siendo los siguientes: 3 (nariz), 10 (muslos), 12 (bíceps), 15 (coordinación física) y 24 (piernas).

Con lo que respecta al factor Atractivo Físico y Sexual, mujeres y hombres también coincidieron en 12 ítems, pero aquí no se identificaron diferencias sustanciales en las cargas factoriales registradas por ambos. En cuanto a las no coincidencias por género respecto a los ítems agrupados en este factor, se observa que mientras en los hombres fueron retenidos los ítems 18 (achura de los hombros) y 32 (vello corporal), en las mujeres se agruparon en el factor siete ítems que no figuraron en el de hombres, siendo los siguientes: 1 (olor corporal), 3 (nariz), 10 (muslos), 12 (bíceps), 15 (coordinación física), 20 (pecho/pectorales) y 24 (piernas).

Para las mujeres, la consistencia interna de la BES y sus factores oscilaron entre 0.86 y 0.91; y para los hombres fluctuaron entre 0.88 y 0.94 (tabla 2). Asimismo, aunque en general la estabilidad temporal fue aceptable para ambos sexos, fue mayor para las mujeres (r = 0.64-0.75) que para los hombres (r = 0.55-0.66).

En apoyo a la validez, en el caso de las mujeres, la puntuación de la BES y sus factores correlacionaron positivamente con la autoestima, aunque débilmente; además, la puntuación de la BES y su factor Condición Física y Preocupación por el Peso correlacionaron negativamente con el IMC y la masa grasa. En cambio, en los hombres, solo el factor Condición Física y Preocupación por el Peso correlacionó, también de forma negativa, con la masa grasa (tabla 3).

Discusión

Para nuestro conocimiento, este es el primer estudio que analiza las propiedades psicométricas de la BES en Latinoamérica. Globalmente, el análisis psicométrico aquí practicado evidencia que la satisfacción con el propio cuerpo queda mejor representada con una estructura de dos factores (Condición Física y Preocupación por el Peso, y Atractivo Físico y Sexual), esto tanto para mujeres como para hombres, lo que -en general- supone un factor menos que en los estudios previos. Así, estos han identificado tres factores para varones (^{Cecil y Stanley, 1997}; ^{Jorquera et al., 2005}; ^{Kowner, 2002}; ^{Lipowska y Lipowski, 2013}); sin embargo, en el estudio de Jorquera et al. los nombres de los factores extraídos difieren ampliamente de los originalmente propuestos por ^{Franzoi y Shields (1984)}. En el caso de las mujeres, los estudios previos derivan una estructura similar a la original, excepto el de Cecil y Stanley, quienes identificaron cuatro factores en vez de tres. La diferencia en la solución factorial puede deberse a que para definir el número de factores a retener, en el presente estudio se empleó el análisis paralelo en lugar del problemático criterio de valores propios mayores a 1 (^{Costello y Osborne, 2005}).

En las mujeres, cuatro ítems (cadera, muslos, nalgas y piernas), que en el estudio de ^{Franzoi y Shields (1984)} formaron parte del factor Preocupación por el Cuerpo, en el presente estudio quedaron agrupados en el factor Atractivo Físico y Sexual. Probablemente, la agrupación de los ítems aquí identificada puede deberse a que la estima corporal es un constructo altamente dependiente de la cultura, y más cuando se trata de partes corporales específicas. Por tanto, la agrupación de dichos ítems en el factor Atractivo Físico y Sexual indica que, para la mujer latina, algunas partes del cuerpo (cadera, muslos, nalgas y piernas) son características centrales de lo que socioculturalmente se considera el «atractivo sexual femenino» (^{Bakhshi, 2011}; ^{Thompson, Heinberg, Altabe y Tantleff-Dunn, 1999}; ^{Viladrich, Yeh, Bruning y Weiss, 2009}). Asimismo, los ítems deseo sexual , genitales y olor corporal también se agruparon en este factor, lo cual refleja la congruencia conceptual del constructo.

La consistencia interna de la BES fue aceptable tanto para hombres (α = 0.94) como para mujeres (α = 0.91). El resultado es similar al de ^{Jorquera et al. (2005)} y al de ^{Lipowska y Lipowski (2013}), quienes, para la puntuación total de la BES, identificaron coeficientes alpha entre 0.89 y 0.93 para hombres, y entre 0.91 y 0.92 en mujeres, respectivamente.

En cuanto a la estabilidad temporal (en un intervalo de cuatro semanas) de la BES y sus factores, se obtuvieron coeficientes de 0.66 a 0.75 en las mujeres y de 0.55 a 0.62 en los hombres, coeficientes que mayormente se ubican por debajo de los reportados por ^{Franzoi (1994)}, aunque son similares a los informados por ^{Jorquera et al. (2005)} en población española. Sin embargo, considerando que en la literatura se señala que los coeficientes de estabilidad temporal mayores a 0.70 se consideran adecuados (^{Arribas, 2004}), en futuros estudios será necesario reevaluarla en población mexicana.

En las mujeres, la BES y sus factores correlacionaron con la autoestima y con los indicadores de composición corporal evaluados (IMC y masa grasa), lo cual aporta evidencia a favor de la validez de la escala para mujeres, aspecto no confirmado en el caso de los hombres. Es importante destacar que la correlación más fuerte se registró en las mujeres, entre el factor Condición Física y Preocupación por el Peso y la masa grasa, lo cual es congruente con la noción de que los ideales de belleza femenino y masculino difieren, ya que mientras las mujeres desean perder peso, los hombres desean ganar masa muscular. En consecuencia, la masa grasa es más importante para la estima corporal de las mujeres, mientras que la masa libre de grasa, la cual condiciona la visibilidad de la musculatura, es más importante para explicar la estima corporal de los hombres (^{Camacho, Escoto, Cedillo y Díaz, 2010}; ^{McCreary, Karvinen y Davis, 2006}). Por lo tanto, para contribuir a tener mayor evidencia sobre la validez de la BES, futuras investigaciones podrían, por un lado, evaluar la asociación de la estima corporal con una medida de riesgo de trastornos alimentarios y una de síntomas de dismorfia muscular, y por otro lado, evaluar la relación, entre estima corporal y el índice de masa libre de grasa esperando que, en los hombres, la correlación entre estos fuese mayor que en las mujeres.

Finalmente, se observaron importantes diferencias en la estima corporal por género. Las mujeres obtuvieron puntuaciones significativamente mayores que los hombres en seis ítems del factor Atractivo Físico y Sexual (labios, orejas, nalgas, aspecto de los ojos, mejillas y cadera); en cambio, los hombres puntuaron más alto en los 15 ítems del factor Condición Física y Preocupación por el Peso, el cual hace referencia a características corporales propias del ideal muscular (e. g., definición de los músculos abdominales, fuerza y desarrollo muscular de muslos y bíceps), lo cual concuerda con lo reportado en estudios previos (^{Aguilar, Valdez, Pliego, Torres y González, 2015}; ^{Kowner, 2002}).

Para concluir, es importante señalar que la aproximación usada en este estudio representa dos fortalezas metodológicas: se eligió AFE con rotación oblicua en lugar de ACP con rotación ortogonal; se empleó análisis paralelo en lugar del problemático criterio de valores propios mayores a 1. No obstante, en tanto limitaciones del estudio se pueden señalar las siguientes: la muestra no fue representativa de la población mexicana y la selección de los participantes no fue aleatoria, por lo que no es posible generalizar los hallazgos. Futuros estudios podrían beneficiarse si incluyeran muestras representativas de hombres y mujeres de diferentes entidades, o bien, de diferentes grupos etarios. Por último, es también importante corroborar la estructura propuesta de la BES por medio de la realización de análisis factorial confirmatorio.