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Introducción
La obesidad se extiende alrededor del mundo y se le considera un problema de salud del nuevo milenio, vigente tanto en los países desarrollados (Van Cauwenberghe et al., 2010) como en aquellos que se encuentran en vías de serlo (Vio, Zacarías, Lera, Benavides y Gutiérrez, 2011; Delva, Malley, Patrick y Johnston, 2007). Aunque la incidencia de sobrepeso y obesidad en niños en edad escolar (5-11 años) es alta en diferentes países del orbe, es más severa en México. De acuerdo con el sistema de clasificación del Grupo Internacional de Trabajo sobre Obesidad, la prevalencia de obesidad fue la más alta en el mundo, estimándose en 24.6% en 1999 y en 33.3% en 2006 (Bonvecchio et al., 2009; Rivera, Irizarry y González de Cossío, 2009). En esta misma dirección, el Fondo de las Naciones Unidas para la Infancia declara que México ocupa el primer lugar a nivel mundial en obesidad infantil (UNICEF, 2013).
Se han realizado estudios enfocados al desarrollo e instrumentación de estrategias dirigidas a prevenir el sobrepeso y la obesidad en los sectores poblacionales de menor edad. El Grupo Internacional de Trabajo sobre Obesidad aboga por su prevención con un enfoque de salud pública, y especialmente en los niños, porque la prevención es más fácil, menos cara y más efectiva, que cuando el problema de peso corporal ya se ha desarrollado. Se ha encontrado que el manejo adecuado del sobrepeso en la niñez se asocia con una disminución en el acarreo de problemas de peso a la adultez (Rivera et al., 2009). El mayor riesgo de complicaciones de salud asociado con la temprana morbilidad afecta al desarrollo normal de los niños, a tal grado que se ha pronosticado que la actual generación será la primera en la historia moderna que verá una esperanza de vida más corta que la de sus padres (Daniels, 2006), lo que más tarde confirma Sassi (2010), quien señala que dicha esperanza de vida puede reducirse hasta siete años.
Dentro de las estrategias dirigidas a la prevención de la obesidad, se cuenta con la instrumentación de tratamientos y programas de salud en los que se ha utilizado la autoeficacia (AE). La AE se refiere a las creencias que se tienen acerca de la propia capacidad para adoptar una conducta beneficiosa y/o eliminar una de riesgo, lo que en otros términos se refiere a la capacidad para ejercer control sobre la propia conducta y el medio en el que esta tiene lugar (Bandura, 1997). Este mismo autor señala que cuanto más fuerte es el sentido de eficacia personal, mayor será la perseverancia, a pesar de las innumerables dificultades y obstáculos que se puedan presentar. Por tanto, el cambio de hábitos de salud puede ser la clave para la reducción de enfermedades prevenibles como la obesidad y, para llevar a cabo estos cambios, se necesita desarrollar destrezas y mantener la motivación (Bandura, 1995). Promover que los niños(as) adquieran estilos saludables de alimentación y actividad física son los elementos nodales de la prevención primaria de la obesidad, y son elementos que se relacionan directamente con las variables de interés del presente estudio y, por ende, interesa también la medición de las mismas.
Las primeras escalas de AE se caracterizaron por enfocarse en dos dominios importantes para el control de peso: la alimentación y la actividad física. Así, los instrumentos más utilizados para evaluar las expectativas de AE en relación con la ingesta alimentaria son la Eating Self-Efficacy Scale (Glynn y Ruderman, 1986) y el Weight Efficacy Life-Style Questionnaire (Clark, Abrams, Niaura, Eaton y Rossi, 1991). Con relación a la actividad física, se ha encontrado que la AE es un indicador de la conducta de hacer ejercicio, con correlaciones altas y positivas entre ellas; incluso, la AE ha mostrado poseer capacidad predictiva sobre la actividad física (Aedo y Ávila, 2009; Rimal, 2001; Saunders et al., 1997). No obstante estas y otras funciones documentadas de la AE, son pocas las investigaciones dirigidas a su medición en niños, y especialmente a nivel nacional. Entre estas se encuentra la validación del Instrumento de Autoeficacia para Realizar Conductas Saludables (Flores, González-Celis y Valencia, 2010). Este instrumento, en niños de 6-12 años, mostró poseer buena consistencia interna (α de Cronbach = 0.86) y una estructura bifactorial (Actividades de protección a la salud y Actividades de independencia), los cuales miden un dominio general de la AE. Aedo y Ávila (2009) desarrollaron un cuestionario para evaluar la AE hacia la actividad física en niños de 7 a 10 años-11 meses, en base a 12 ítems dicotómicos (sí/no). Este cuestionario mostró tener adecuada consistencia interna (α = 0.73), buena confiabilidad test-retest (r = 0.87), y una estructura de tres factores que explicaron 64.1% de la varianza, los cuales son: Búsqueda de alternativas positivas hacia la actividad física, Capacidad para enfrentar posibles barreras para llevarlas a cabo y Expectativas de habilidad o competencia. En tanto que Jáuregui et al. (2013) utilizaron una versión al español del Cuestionario de Autoeficacia para la Actividad Física (Saunders et al., 1997), el cual fue aplicado a niño(a)s y adolescentes de entre 8 y 16 años de edad. Este cuestionario consta de 17 ítems con un formato tipo Likert con cinco opciones de respuesta, que van de acuerdo a desacuerdo; en tanto que los valores de consistencia interna de los tres factores de este cuestionario fueron: Búsqueda de apoyo (α= 0.52), Barreras (α= 0.55) y Alternativas positivas (α= 0.62)
Finalmente, considerando la necesidad impostergable de coadyuvar a la prevención temprana de la obesidad, el objetivo del presente estudio fue adaptar y evaluar, desde una perspectiva psicométrica (fiabilidad y validez), un instrumento dirigido a medir la AE en el contexto de la prevención de la obesidad en niños de enseñanza básica.
Método
Participantes
La muestra no probabilística, estuvo conformada por 1,151 niños, de entre 8 y 13 años de edad; de los que 566 fueron varones (M edad = 10.2, DE = 0.99) y 585 mujeres (M edad = 10.1, DE = 0.97), todos alumnos de nivel básico en escuelas públicas de la Ciudad de México.
Instrumento
El instrumento original, Inventario de Autoeficacia Percibida para el Control de Peso (Román, Díaz, Cárdenas y Lugli (2007) fue diseñado para estudiantes universitarios, y consta de 37 ítems agrupados en tres factores que explican 44.08% de la varianza total. El factor 1, Estilo de alimentación y externalidad (α = 0.88) explicó 17.28% de varianza; el factor 2, Actividad física programada (α= 0.91), explicó 14.52% de varianza; y por último el factor 3, Actividad física cotidiana (α = 0.88), que explicó 12.27% de varianza. Posteriormente este instrumento fue adaptado para adolescentes mexicanos por Guzmán y Gómez-Peresmitré (2011). En hombres, el análisis factorial exploratorio (AFE) derivó seis factores, que son: Actividad física programada (α = 0.87), con 12.53% de varianza explicada; Estilos alimenticios no saludables (α = 0.81), con 10.02%; Voluntad para controlar la ingesta alimentaria y actividad física (α = 0.79), con 7.52%; Actividad física y fuerza de voluntad (α = 0.77), con 6.27%; Estilos alimenticios y externalidad (α = 0.65), con 5.01%, y Estilos alimenticios (α = 0.64), con 3.76% de varianza explicada. Para el caso de las mujeres, el AFE también arrojó seis factores, que son: Actividad física y fuerza de voluntad (α = 0.86), con 12.15% de varianza explicada; Estilos alimenticios no saludables (α = 0. 86), con 10.8%; Estilos alimenticios y externalidad (α = 0.78), con 8.1%; Actividad física cotidiana (α = 0.80), con 9.45%; Actividad física programada (α = 0.78), con 6.75%; y finalmente, Estilos alimenticios (α = 0.76), con 6.75% de varianza explicada.
En el presente estudio se retomaron los ítems de la versión propuesta por Guzmán y Gómez-Peresmitré (2011), y se adaptaron para escolares, adecuándolos al lenguaje y pensamiento de niños más pequeños (8-13 años de edad). Para ello, se procedió como sigue: 1. Se formaron dos grupos, de 10 niños cada uno, con las mismas características de los participantes de la muestra de investigación propiamente dicha y, con base al método de laboratorios cognoscitivos (Youssefzadeh, 1999), se trabajó sobre la forma de expresión, el significado y la comprensión de los ítems; y 2. Para examinar la validez de contenido de la versión adaptada del instrumento, esta fue sometida a un panel de cuatro jueces, considerando los aspectos siguientes: claridad, coherencia, relevancia y pertinencia teórica de los ítems, con lo que se obtuvo el coeficiente de concordancia de Kendall (0.85).
Este instrumento quedó integrado por 30 ítems relativos a actividad física y alimentación, bajo una escala tipo Likert con cuatro opciones de respuesta, que van desde no soy capaz de hacerlo= 1, hasta soy muy capaz de hacerlo= 4, evitando un número impar de opciones y, con esto, el tener una opción neutral que pudiera representar un punto de acumulación de las respuestas (Choi, Granero y Pak, 2010; Hernández, Fernández y Baptista, 2007). También se evitó el uso de niveles de acuerdo/desacuerdo, siguiendo la recomendación de algunos investigadores que han alertado sobre las dificultades que, especialmente para niños, entrañan este tipo de opciones de respuesta (Aedo y Ávila, 2009; Giménez, Cortes y Loaeza, 2003; Jáuregui et al., 2013).
Procedimiento
Para obtener la autorización para el levantamiento de datos, se presentó el protocolo de investigación a las autoridades de escuelas ubicadas en tres diferentes delegaciones del centro de la Ciudad de México. Una vez autorizado el protocolo, se procedió a solicitar la firma del consentimiento informado por parte de los padres o tutores de los participantes y, posteriormente, se explicó el proceso a los menores, quienes dieron su asentimiento a participar. La aplicación del instrumento de autorreporte se realizó dentro de los salones de clase, y fue monitoreada por estudiantes de la Carrera de Psicología. Cabe puntualizar que en la realización de este estudio, no intrusivo, se tuvieron en cuenta los criterios éticos que rigen la investigación en Psicología (Sociedad Mexicana de Psicología, 2010).
Análisis de datos
El instrumento adaptado a escolares se sometió a un AFE, vía el método de componentes principales y rotación varimax (Statistical Package for the Social Sciences [SPSS], versión 22). Posteriormente se aplicó un análisis factorial confirmatorio (AFC) con el programa AMOS 6.0 (Arbuckle y Wothke, 1999), en base al método de máxima verosimilitud y, previamente, se probó la normalidad de las variables, la ausencia de valores extremos (z ≥ 3), así como la no-multicolinealidad (rxy ≥ 0.90). Los resultados del AFC se evaluaron según los siguientes índices: X 2 normada (X 2 /gl), considerando el criterio propuesto de: rango entre 2 y 5 (Bollen y Long, 1993; Tabachnick y Fidell, 2007); índice de bondad de ajuste corregido (AGFI), índice de bondad de ajuste (GFI), índice de ajuste normalizado (NFI) e índice de bondad de ajuste comparativo (CFI), considerando como adecuados valores ≥ 0.95; y raíz cuadrada media del error de aproximación (RMSEA), cuyo valor debe ser ≤ 0.05 (IC 90%: 0.00, 0.05; Kline, 2005).
Resultados
Análisis factorial exploratorio
Previo a la ejecución del AFE, se estimó la medida de adecuación muestral de Kaiser-Meyer-Olkin, la cual arrojó un valor alto (KMO = 0.96), y se aplicó a los datos la prueba de esfericidad de Bartlett, la cual resultó significativa (χ 2 = 9619.10, p < 0.0001). Posteriormente, el AFE produjo una estructura de cuatro factores (en base a seis iteraciones), que agruparon 25 de los ítems, y explicaron el 43.10% de la varianza total (tabla 1). El coeficiente de confiabilidad indicó una alta consistencia interna del instrumento (α = 0.90). El primer factor, Autoeficacia hacia la actividad física (cualquier movimiento corporal producido por los músculos esqueléticos que exija un gasto de energía), se compone de siete ítems, explicó 12.20% de la varianza, con α = 0.80. El segundo factor, Autoeficacia para evitar alimentos con bajo aporte nutricional, consta de ocho ítems, explicó 12% de la varianza, con α= 0.80. El tercer factor, Autoeficacia para la elección de alimentos saludables, agrupa siete ítems, explicó 10.60% de varianza, con α = 0.76. Finalmente, el cuarto factor, Autoeficacia para control del comer emocional, se compone de tres ítems, da cuenta del 8.28% de la varianza, con α = 0.65. Las cargas factoriales de cada uno de los 25 ítems retenidos fluctuaron entre 0.42 y 0.73. En tanto que la correlación ítem-total, fue desde 0.42 a 0.59, con un promedio de r = 0.50.
Tabla 1 Estructura del instrumento de autoeficacia derivada por el análisis factorial exploratorio
| Ítems | Carga factorial | Autovalor | Varianza explicada (%) | Correlación ítem-total (r) | α de Cronbach | |
|---|---|---|---|---|---|---|
| Factor 1: Autoeficacia hacia la actividad física | ||||||
| 5 | Soy capaz de hacer más deporte del que hago en la escuela | 0.73 | 0.58 | |||
| 7 | Soy capaz de correr todos los días | 0.71 | 0.56 | |||
| 10 | Puedo esforzarme para hacer deporte | 0.66 | 0.59 | |||
| 1 | Soy capaz de hacer actividad física todos los días | 0.63 | 8.82 | 12.20 | 0.51 | 0.80 |
| 14 | Puedo hacer actividad física o deporte aunque tenga flojera | 0.55 | 0.53 | |||
| 22 | Soy capaz de hacer actividad física cuando me siento nervioso(a) | 0.47 | 0.52 | |||
| 21 | Soy capaz de caminar más rápido | 0.45 | 0.46 | |||
| Factor 2: Autoeficacia para evitar alimentos con bajo aporte nutricional | ||||||
| 3 | Soy capaz de comer solo un dulce al día | 0.63 | 0.46 | |||
| 4 | Soy capaz de comer menos alimentos fritos (con mucha grasa) | 0.60 | 0.50 | |||
| 11 | Soy capaz de no comer dulces cada vez que se me antojen | 0.61 | 0.49 | |||
| 13 | Soy capaz de rechazar la comida chatarra cuando alguien me la ofrece | 0.59 | 0.53 | |||
| 15 | Puedo dejar de comer frituras al salir de la escuela | 0.50 | 1.83 | 12.00 | 0.53 | 0.80 |
| 2 | Puedo dejar de comer alimentos chatarra aunque tenga hambre (frituras, pasteles, galletas, papas) | 0.60 | 0.54 | |||
| 9 | Puedo dejar de ver la televisión mientras como | 0.49 | 0.43 | |||
| 6 | Puedo dejar de comer dulces cuando me siento nervioso(a) | 0.49 | 0.47 | |||
| Factor 3: Autoeficacia para la elección de alimentos saludables | ||||||
| 29 | Soy capaz de elegir fruta en vez de un dulce de postre | 0.64 | 0.51 | |||
| 30 | Soy capaz de evitar comer chocolates y pastelitos tan seguido | 0.53 | 0.50 | |||
| 25 | Soy capaz de dejar de tomar refresco o jugos embotellados y tomar agua | 0.60 | 0.48 | |||
| 28 | Puedo comer menos dulces de los que como | 0.49 | 1.16 | 10.60 | 0.53 | 0.76 |
| 26 | Soy capaz de pedir una comida sana cuando desayuno, como o ceno fuera de casa | 0.48 | 0.46 | |||
| 23 | Soy capaz de ir con mis amigos(as) a caminar, a jugar basquetbol o a «las traes», en vez de estar en la computadora chateando o jugando videojuegos | 0.49 | 0.44 | |||
| 17 | Soy capaz de utilizar las escaleras y no el elevador | 0.43 | 0.46 | |||
| Factor 4: Autoeficacia para control del comer emocional | ||||||
| 19 | Aunque me sienta triste, soy capaz de no comer a cada rato | 0.65 | 0.48 | |||
| 27 | Soy capaz de no comer de más cuando estoy enojado | 0.68 | 1.10 | 8.28 | 0.48 | 0.65 |
| 24 | Soy capaz de parar de comer si me siento satisfecho | 0.65 | 0.43 | |||
Análisis factorial confirmatorio
Se procedió a probar la estructura de cuatro factores arrojada por el AFE, misma que explicó 43.10% de la varianza total, con valores de α y número de ítems aceptable en cada factor, a excepción del cuarto (α = 0.65). En estos resultados, y en especial en el último, se fundamentó la hipótesis a probar con la aplicación del AFC, la cual fue: El AFC arrojará un modelo parsimonioso con tres factores, y estos mostrarán la misma intercorrelación y alta fiabilidad que la solución de cuatro factores derivada del AFE, pero con un número menor de factores y de ítems. Después de ensayar varios ajustes a las soluciones factoriales, el AFC produjo un modelo con tres factores que explicaron 33% de la varianza total, considerando un total de 20 ítems (tabla 2).
Tabla 2 Estructura del instrumento de autoeficacia derivada por el análisis factorial confirmatorio
| Ítem | Carga factorial | Estimados Z | Error estándar | Razón crítica | p | α de Cronbach | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Factor 1: Autoeficacia hacia la actividad física | |||||||
| 5 | Soy capaz de hacer más deporte del que hago en la escuela | 0.68 | 1.00 | ||||
| 7 | Soy capaz de correr todos los días | 0.62 | 1.09 | 0.06 | 17.54 | *** | |
| 10 | Puedo esforzarme para hacer deporte | 0.61 | 1.02 | 0.05 | 18.48 | *** | |
| 14 | Puedo hacer actividad física o deporte aunque tenga flojera | 0.50 | 1.04 | 0.06 | 16.91 | *** | |
| 1 | Soy capaz de hacer actividad física todos los días | 0.55 | 0.88 | 0.05 | 16.41 | *** | 0.80 |
| 22 | Soy capaz de hacer actividad física cuando me siento nervioso(a) | 0.46 | 1.08 | 0.06 | 16.82 | *** | |
| 21 | Soy capaz de caminar más rápido | 0.41 | 0.87 | 0.06 | 15.18 | *** | |
| Factor 2: Autoeficacia para evitar alimentos con bajo aporte nutricional | |||||||
| 2 | Puedo dejar de comer alimentos chatarra aunque tenga hambre (frituras, pasteles, galletas, papas) | 0.58 | 1.00 | ||||
| 13 | Soy capaz de rechazar la comida chatarra cuando alguien me la ofrece | 0.54 | 0.96 | 0.06 | 17.18 | *** | |
| 4 | Soy capaz de comer menos alimentos fritos (con mucha grasa) | 0.52 | 0.90 | 0.05 | 16.63 | *** | |
| 11 | Soy capaz de no comer dulces cada vez que se me antojen | 0.51 | 0.94 | 0.06 | 16.08 | *** | |
| 3 | Soy capaz de comer solo un dulce al día | 0.50 | 0.88 | 0.06 | 15.76 | *** | 0.81 |
| 15 | Puedo dejar de comer frituras al salir de la escuela | 0.50 | 1.07 | 0.06 | 18.27 | *** | |
| 6 | Puedo dejar de comer dulces cuando me siento nervioso(a) | 0.43 | 0.88 | 0.05 | 15.85 | *** | |
| 28 | Puedo comer menos dulces de los que como | 0.42 | 0.94 | 0.05 | 17.34 | *** | |
| 9 | Puedo dejar de ver la televisión mientras como | 0.41 | 0.78 | 0.06 | 13.86 | *** | |
| Factor 3: Autoeficacia para control del comer emocional | |||||||
| 24 | Soy capaz de parar de comer si me siento satisfecho | 0.57 | 1.00 | ||||
| 27 | Soy capaz de no comer de más cuando estoy enojado | 0.50 | 1.20 | 0.08 | 14.63 | *** | |
| 19 | Aunque me sienta triste, soy capaz de no comer a cada rato | 0.45 | 1.27 | 0.08 | 14.98 | *** | 0.70 |
| 30 | Soy capaz de evitar comer chocolates y pastelitos tan seguido | 0.42 | 1.16 | 0.08 | 14.82 | *** | |
***p ≤ 0.001
Tabla 3 Contrastación entre las estructuras factoriales derivadas por análisis factorial exploratorio vs. análisis factorial confirmatorio
| Ítems | Exploratorio | Confirmatorio | ||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| F1 | F2 | F3 | F4 | F1 | F2 | F3 | ||
| 1 | Soy capaz de hacer actividad física todos los días | X | X | |||||
| 2 | Puedo dejar de comer alimentos chatarra aunque tenga hambre (frituras, pasteles, galletas, papas) | X | X | |||||
| 3 | Soy capaz de comer solo un dulce al día | X | X | |||||
| 4 | Soy capaz de comer menos alimentos fritos (con mucha grasa) | X | X | |||||
| 5 | Soy capaz de hacer más deporte del que hago en la escuela | X | X | |||||
| 6 | Puedo dejar de comer dulces cuando me siento nervioso(a) | X | X | |||||
| 7 | Soy capaz de correr todos los días | X | X | |||||
| 8 | Puedo comer alimentos saludables cuando estoy con mis amigos(as) | |||||||
| 9 | Puedo dejar de ver la televisión mientras como | X | X | |||||
| 10 | Puedo esforzarme para hacer deporte | X | X | |||||
| 11 | Soy capaz de no comer dulces cada vez que se me antojen | X | X | |||||
| 12 | Soy capaz de hacer tres comidas principales (desayuno, comida y cena) al día y dos pequeñas (refrigerios) | |||||||
| 13 | Soy capaz de rechazar la comida chatarra cuando alguien me la ofrece | X | X | |||||
| 14 | Puedo hacer actividad física o deporte aunque tenga flojera | X | X | |||||
| 15 | Puedo dejar de comer frituras o chicharrones al salir de la escuela | X | X | |||||
| 16 | Soy capaz de decir a mis papás que caminemos en lugar de usar medios de transporte | |||||||
| 17 | Soy capaz de utilizar las escaleras y no el elevador | X | ||||||
| 18 | Soy capaz de comer a las mismas horas todos los días | |||||||
| 19 | Aunque me sienta triste, soy capaz de no comer a cada rato | X | X | |||||
| 20 | Soy capaz de incluir verduras y frutas, cereales y productos de origen animal en todas mis comidas | |||||||
| 21 | Soy capaz de caminar más rápido | X | X | |||||
| 22 | Soy capaz de hacer actividad física cuando me siento nervioso(a) | X | X | |||||
| 23 | Soy capaz de ir con mis amigos(as) a caminar, a jugar basquetbol o a «las traes», en vez de estar en la computadora chateando o jugando videojuegos | X | ||||||
| 24 | Soy capaz de parar de comer si me siento satisfecho | X | X | |||||
| 25 | Soy capaz de dejar de tomar refresco o jugos embotellados y tomar agua | X | ||||||
| 26 | Soy capaz de pedir una comida sana cuando desayuno, como o ceno fuera de casa. | X | ||||||
| 27 | Soy capaz de no comer de más cuando estoy enojado | X | X | |||||
| 28 | Puedo comer menos dulces de los que como | X | X | |||||
| 29 | Soy capaz de elegir fruta en vez de un dulce de postre | X | ||||||
| 30 | Soy capaz de evitar comer chocolates y pastelitos tan seguido | X | X | |||||
En la figura 1 se observa que el modelo final quedó conformado por tres factores correlacionados entre sí. En tanto que los índices de evaluación de similitud (modelo resultante/datos observados) mostraron un buen ajuste del modelo, considerando los índices siguientes: χ 2 /gl = 2.47; AGFI = 0.95; NFI = 0.93; CFI = 0.95; GFI = 0.96; y RMSEA = 0.03 (IC 90%: 0.034, 0.042). Además, el coeficiente de confiabilidad indicó que el instrumento posee una alta consistencia interna (α = 0.88).
Figura 1 Modelo para el Inventario de Autoeficacia para la Prevención de la Obesidad, derivado a través de análisis factorial confirmatorio. AAF: Autoeficacia hacia la actividad física; ACCE: Autoeficacia para control del comer emocional; AEABAN: Autoeficacia para evitar alimentos con bajo aporte nutricional; AGFI: índice de bondad de ajuste corregido; CFI: índice de bondad de ajuste comparativo; GFI: índice de bondad de ajuste; NFI: índice de ajuste normalizado; RMSEA: raíz cuadrada media del error de aproximación.
Discusión
El objetivo del presente estudio fue adaptar y evaluar, desde una perspectiva psicométrica (fiabilidad y validez), un instrumento dirigido a medir la AE en el contexto de la prevención de la obesidad en niños de enseñanza básica. La adaptación del instrumento original para niños escolares siguió un cuidadoso procedimiento psicométrico (laboratorios cognoscitivos y validez de contenido por jueceo); en tanto que, para examinar su validez de constructo, la versión adaptada fue sometida tanto a AFE como a AFC, una vez que los modelos obtenidos con este último han mostrado su capacidad no solo para validar nuevos cuestionarios, sino también para mostrar la adecuación de su adaptación a otras lenguas, poblaciones, grupos, o culturas diferentes (Aaronson et al., 2002; Arafat, Chowdhury, Qusar y Hafez, 2016; Herrero, 2010).
De acuerdo con los resultados arriba expuestos, puede decirse que se confirmó la hipótesis planteada en cuanto a que el AFC aplicado derivaría en un modelo parsimonioso con tres factores, y que estos mostrarían intercorrelación y la misma alta consistencia interna que la estructura factorial obtenida con el AFE, pero con un número menor de factores y de ítems. Confirmación de la hipótesis que se fundamenta en lo siguiente: a) las cargas factoriales de los ítems permitieron retener tres factores, ya que los ítems contenidos en cada factor solo cargaron significativamente en su respectivo factor; b) los factores relativos a actividad física y alimentación correlacionaron entre sí, confirmando la utilidad potencial del instrumento de AE en el estudio de la obesidad, factores que estudios previos han identificado como los más importantes a tomar en cuenta con respecto al problema que representa el control del peso corporal (García et al., 2008; Medina-Blanco, Jiménez-Cruz, Pérez-Morales, Armendáriz-Anguiano y Bacardí-Gascón, 2011; Moreno y Gracia-Marco, 2012); y c) el AFC arrojó un instrumento con 20 ítems, lo que representa 17 ítems menos que la versión original (Román et al., 2007), y cinco menos de los 25 producto del AFE practicado en el presente estudio. Esta versión de 20 ítems mostró tener buena consistencia interna (α = 0.88), la cual para efectos prácticos es igual que la de los 25 ítems obtenida con AFE (α = 0.90). No obstante, es importante mencionar que el aspecto positivo que conlleva el cumplimiento de la hipótesis propuesta va acompañado de otro menos favorable, como es el haber obtenido con tres factores un menor porcentaje de varianza explicada (AFC 33% vs. AFE 43%); aunque este hecho era esperable, por haberse reducido el número de ítems. Por tanto, se requiere que futuras investigaciones coadyuven a agregar al instrumento nuevos ítems válidos que permitan explicar una mayor varianza.
Por otra parte, el análisis del contenido de los ítems (congruencia teórica factorial; ver tabla 3) permite notar que, en la estructura derivada por AFC, los factores 1 y 2 permanecieron con prácticamente los mismos ítems que los factores 1 y 2 derivados por AFE; mientras que los ítems del factor 4, derivados por AFE, pasaron a formar parte del factor 3 derivado por AFC. Al respecto, resulta relevante notar que una característica común de los ítems eliminados es que hacen referencia a actividades/conductas que por lo general están fuera de la decisión de los niños de la edad de los participantes de este estudio (8-13 años); por ejemplo, el ítem 18 (Soy capaz de comer a las mismas horas todos los días) y el 20 (Soy capaz de incluir verduras y frutas, cereales y productos de origen animal en todas mis comidas), los que hacen alusión a actividades que dependen más de la decisión materna o de los adultos de la casa, que de los niños. Este es uno de los beneficios del uso de AFC que va en la dirección del objetivo de esta investigación (afinar el método de medición), ya que el AFC no solo permite separar de la varianza explicada de cada ítem, la parte no explicada (error), sino también eliminarla, pues como señalan algunos investigadores la parte de varianza no explicada puede entenderse en función de las características del cuestionario o del ítem (Bollen, 1989; Groves, 1989). Por último, ¿qué tanto se acerca el modelo desarrollado a la realidad de los datos observados? De acuerdo con los índices utilizados para evaluar la bondad de ajuste, puede responderse que el acercamiento es bastante aceptable.
Por tanto, considerando los resultados obtenidos en este estudio, puede concluirse lo siguiente:
1. Se obtuvo un instrumento parsimonioso, más simple, claro y corto (por ello, potencialmente más útil para su uso en niños pequeños), pero con la misma consistencia interna que la de un instrumento con mayor número de ítems.
2. El instrumento final mostró medir adecuadamente tres componentes básicos de la AE relativa al control del peso corporal, que son: la actividad física, la alimentación nutritiva y el control sobre la alimentación ante situaciones emocionales, aspectos no abordados en los instrumentos precedentes, respecto a los cuales se puede señalar que estos: a) solo miden un dominio específico de la AE, como actividad física (Aedo y Ávila, 2009; Jáuregui et al., 2013) o alimentación (Glynn y Ruderman, 1986); b) utilizan opciones de respuesta que, en niños, dificulta la comprensión e introducen error (Aedo y Ávila, 2009; Giménez et al., 2003); y c) utilizan opciones de respuesta dicotómica (Aedo y Ávila, 2009), lo que representa solo un primer paso en la capacidad de medición de un ítem.
Sin embargo, considerando que el proceso de validación de un instrumento requiere de vasta evidencia científica, puede decirse que el instrumento producto de la presente investigación representa un paso preliminar. Esto es que estos resultados deben complementarse con los de otros estudios que permitan incrementar el conocimiento sobre un más amplio número de dominios de la AE específicos a la prevención de la obesidad, con lo cual se esperaría aumentar la varianza explicada aquí documentada; asimismo, es necesario aplicar al instrumento análisis convergente y divergente, lo que sin duda contribuirá a reforzar su validez.
