nueva página del texto (beta)
Español (pdf)
Artículo en XML
Referencias del artículo
Traducción automática
Enviar artículo por email
Citado por SciELO 
Similares en
SciELO 
Permalink
Introducción
La primera descripción de patrones de alimentación anormal (atracones) en población con sobrepeso y obesidad fue realizada en 1951 por Hamburger, quien describió un tipo de hiperfagia en obesos, que se caracterizaba por un deseo compulsivo por la comida (caramelos, helados y otros dulces) que era incontrolable. En 1959, Stunkard identificó que un grupo de pacientes obesos presentaban significativos problemas de atracones, sin embargo, este hecho fue olvidado durante mucho tiempo (Fairburn y Wilson, 1993), y hasta 1980 se detectó que: a) una cuarta parte de los obesos que acudían a programas de reducción de peso presentaban atracones, y b) algunos obesos mostraban una importante problemática psicológica y otros no, a partir de ahí comienza el estudio sistemático del problema.
Cabe señalar, que el atracón como una conducta patológica fue formulado hasta 1980 con la aparición del Manual Diagnóstico y Estadístico de los Trastornos Psiquiátricos Tercera Edición (DSM-III por sus siglas en inglés, Asociación Americana de Psiquiatría [APA], 1988). El atracón en el DSM-III era considerado un criterio diagnóstico más de la bulimia nerviosa -BN- (Marcus, 1999).
En 1991 Spitzer et al. propusieron un nuevo trastorno alimentario, caracterizado por recurrentes episodios de atracones sin la presencia de conductas compensatorias - vómito auto-inducido, consumo de laxantes y/o diuréticos o ejercicio exhaustivo - como en la BN y que se presentaba principalmente en población con obesidad que participaba en programas de control de peso. Esta nueva entidad nosológica fue denominada trastorno por atracón (TPA). Con base en estos hallazgos, el TPA se incluyó en el DSM-IV-TR (APA, 2000), como ejemplo de un trastorno de la conducta alimentaria no específico (TANE), en un apéndice en el que se proponía como una categoría diagnóstica que ameritaba de estudios posteriores. Actualmente, en el DSM-5 (por sus siglas en inglés, APA, 2013), el TPA aparece como un Trastorno Alimentario y de la Ingestión de Alimentos, sus criterios diagnósticos se muestran en la tabla 1.
Tabla 1 Criterios diagnósticos para el trastorno por atracón en el DSM-5
| A. Episodios recurrentes de atracones. Un episodio de atracón se caracteriza por los dos hechos siguientes: |
| 1. Ingestión, en período determinado (p. ej., dentro de un periodo cualquiera de dos horas), de una cantidad de alimentos que es claramente superior a la que la mayoría de las personas ingerirían en un periodo similar en circunstancias parecidas. 2. Sensación de falta de control sobre lo que se ingiere durante el episodio (p. ej. sensación de que no se puede dejar de comer o no se puede controlar lo que se ingiere o la cantidad de lo que se ingiere). |
| B. Los episodios de atracones se asocian a tres (o más) de los hechos siguientes: |
| 1. Comer mucho más rápidamente de lo normal. 2. Comer hasta sentirse desagradablemente lleno. 3. Comer grandes cantidades de alimentos cuando no se siente hambre físicamente. 4. Comer solo debido a la vergüenza que se siente por la cantidad que se ingiere. 5. Sentirse luego a disgusto con uno mismo, deprimido o muy avergonzado. |
| C. Malestar intenso respecto a los atracones. |
| D. Los atracones se producen, en promedio, al menos una vez a la semana durante tres meses. |
| E. El atracón no se asocia a la presencia recurrente de un comportamiento compensatorio inapropiado, como en la bulimia nerviosa, y no se produce exclusivamente en el curso de la bulimia nerviosa o la anorexia nerviosa. |
| Especificar si: |
|
En remisión parcial: Después de haberse cumplido con
anterioridad todos los criterios para el trastorno por
atracones, los atracones se producen con una frecuencia media
inferior a un episodio semanal durante un período continuo. En remisión total: Después de haberse cumplido con anterioridad todos los criterios para el trastorno por atracones, no se ha cumplido ninguno de los criterios durante un período continuo. |
| Especificar la gravedad actual: |
| La gravedad mínima se basa en la frecuencia de los episodios
de atracones (véase a continuación). La gravedad puede aumentar para reflejar otros síntomas y el grado de discapacidad funcional. Leve: 1-3 atracones a la semana. Moderado: 4-7 atracones a la semana. Grave: 8-13 atracones a la semana. Extremo: 14 o más atracones a la semana. |
Dos cambios relevantes en los criterios diagnósticos del TPA en el DSM-5 son: a) El TPA adquiere una nosología propia y fue incluido en el apartado de Trastornos Alimentarios y de la Ingestión de Alimentos Específicos y, b) se disminuye la frecuencia y tiempo con que ocurre el comportamiento de atracón alimentario para el diagnóstico.
Otro cambio significativo es la inclusión de indicadores para marcar la severidad de la conducta de atracón (leve, moderada, grave y extrema), asimismo se debe especificar la remisión parcial o total del trastorno.
Respecto a la frecuencia del TPA, se estima que este trastorno es común en obesos. Aproximadamente 70% de los pacientes obesos con TPA tiene un Índice de Masa Corporal (IMC) entre 30 y 40, y 20% presenta obesidad mórbida con un IMC igual o superior a 40 (Grucza, Przybeck, y Cloninger, 2007).
Los datos epidemiológicos señalan que el TPA se presenta entre un 25% y 30% de mujeres que acude a tratamiento de reducción de peso, mientras que en muestra comunitaria se ha identificado de un 0.7% a 13% (Crossrow et al., 2016; Dingemans, Bruna, y Van Furth, 2002; Kessler et al., 2013; Napolitano y Himes, 2011). En cuanto a la prevalencia por género se ha identificado un 2.9% en mujeres y 3% en varones, mientras que en la prevalencia puntual se ha identificado un 7.7 % en mujeres y 0 % en varones (Hudson, Coit, Lalonde y Pope, 2012).
Dentro de los instrumentos más usuales en la evaluación del TPA se encuentran los auto-informes y las entrevistas. Los auto-informes que han demostrado ser útiles en la evaluación del TPA pueden ser clasificados en: cuestionarios de tamizaje (detección de la sintomatología asociada al trastorno) y cuestionarios para evaluar la alteración o patología
Por lo anterior, el presente capítulo tiene por objetivo hacer una revisión de los cuestionarios de tamizaje - Cuestionario de Alimentación y Patrones de Peso-Revisado (QEWP-R) y la Escala de Atracón Alimentario (BES) - y cuestionarios que evalúan la patología alimentaria asociada al TPA -Cuestionario de Tres Factores de la Alimentación (TFEQ) - validados en Hispanoamérica.
Cuestionarios de tamizaje del TPA
Una característica central del TPA son los episodios de atracón, por lo tanto, los cuestionarios de tamizaje de este trastorno deben de evaluar con detenimiento:
a) Que la cantidad de alimento que el sujeto reporta consumir corresponda con una gran cantidad de comida, es decir, que efectivamente sea un atracón objetivo.
b) La sensación de pérdida de control.
c) Sentimientos de culpa después del atracón.
d) La frecuencia con la cual se presenta esta conducta para ser considerada patológica debe ser al menos un día a la semana durante tres meses.
Los instrumentos con mayor difusión que se han generado para el tamizaje del TPA son: el Test Edimburgo de Investigación de Bulimia (Bulimic Investigatory Test Edinburgh [BITE], Henderson y Freeman, 1987), la Escala de Atracón (Binge Eating Scale [BES],Gormally, Black, Daston y Rardin, 1982), el Cuestionario de Alimentación y Patrones de Peso-Revisado (Questionnaire on Eating and Weight Patterns-Revised [QEWP-R],Spitzer, Yanovsky y Marcus, 1993) y la Escala de Atracón (Binge Scale [BES],Hawkins y Clement, 1980). De estos, los que más aceptación han tenido para la evaluación del TPA, porque son capaces de identificar de forma precisa a personas con y sin TPA y pueden discriminar de forma correcta una conducta alimentaria normal de un comportamiento alimentario patológico, son el QEWP-R y el BES.
Cuestionario de Alimentación y Patrones de Peso-Revisado (QEWP, por sus siglas en inglés)
El QEWP fue desarrollado en 1991 por Spitzer et al. y se construyó considerando los criterios diagnósticos del DSM-IV (APA, 1994) para el TPA. En 1993 Spitzer et al., revisaron este cuestionario y tomaron la decisión de incluir reactivos con fines de investigación, tales como la temporalidad de los atracones y la dieta, conformando así el QEWP-R.
Posteriormente, Nangle, Johnson, Carr-Nangle y Engler (1994) adaptaron el QEWP-R para adolescentes (QEWP-A) y sus padres (QEWP-P). Con la aparición del DSM-5, este instrumento sufrió modificaciones para adaptar los reactivos de acuerdo a los criterios diagnósticos para el TPA (QWEP-5, Yanovski, Marcus, Wadden y Walsh, 2015).
El QEWP contiene 13 reactivos que tienen como objetivo identificar la frecuencia y duración del atracón alimentario, el uso de métodos para controlar el peso, el grado de ansiedad relacionada con el atracón alimentario y la presencia de indicadores conductuales de pérdida de control. Ha sido traducido al español, portugués e italiano. Respecto a sus propiedades psicométricas, se ha detectado una estabilidad moderada sobre el tiempo -tres semanas-[Kappa = .57 (Nangle et al., 1994); phi = .42 (Johnson, Kirk y Reed, 2001)]; ver tabla 2.
Tabla 2 Estudios referentes a las propiedades psicométricas del Cuestionario de Patrones de Alimentación y Peso-Revisado (QWEP-R).
| Autor | Muestra | Instrumentos | Resultados |
|---|---|---|---|
| Spitzer, et al. (1993) | 44 sujetos de una clínica de control de peso. |
QWEP-R Entrevista Clínica Estructurada para el DSM- III-R (SCID) |
Se obtuvo un Kappa de .60 |
| De Zwaan, Mitchell, Specker y Pyle (1993) | 100 mujeres obesas M de edad = 39.2 años Rango de edad = 20 a 55 M de IMC = 35.9 kg/m2 Rango de IMC = 27.3 a 44 |
EntrevistaClínica Estructurada para el DSM- III-R (SCID) QWEP-R |
Detectaron una Kappa de .57. Además, se observó que 77 % de los individuos con TPA y 80% sin TPA fueron correctamente clasificados con el QWEP |
| Nangle, et al. (1994) | 104 sujetos (52 con atracón y 52 sin atracón) Rango de edad = 19 a 75 años Rango de peso corporal = 150 a 340 libras. M de IMC = 34.6. |
QWEP-R Automonitoreo |
Se encontró una confiabilidad test-retest adecuada (Kappa = .57). Asimismo, se obtuvo la validez concurrente entre el automonitoreo y el QEWP (Kappa = .58). En cuanto a la eficacia predictiva se detectó un valor de sensibilidad de 71%, especificidad de 69 % y eficacia predictiva de 70.7% a la semana de aplicado el QEWP y a las tres semanas se encontró una sensibilidad de 81.8%, especificidad 62.5%, y valor predictivo de 73.7% |
| Celio, Wilfley, Crow, Mitchell y Wash (2004) | 157 mujeres voluntarias, de las cuales 129 fueron diagnosticados con TPA. M de edad = 41.9 años y M de IMC = 33.6 kg/m2 |
EDE QWEP-R |
Se encontró una sensibilidad de .74 y una especificidad de .35. |
| Borges, Morgan, Claudino y Silveira (2005) | 89 mujeres con sobrepeso con un rango de edad de 15 a 59 años. |
QWEP Entrevista Clínica Estructurada para el DSM-IV |
Se detectó una sensibilidad de .88 y una especificidad de .63. |
| Elder et al. (2006) | 249 (43 varones y 206 mujeres) candidatos a cirugía gástrica, M de edad = 43.5 años (DE = 10.6) |
EDE-Q-R | Se encontró un acuerdo entre los casos diagnosticados con EDE-Qy QWEP-R (Kappa = .26) |
| Barnes, Masheb, White, y Grilo (2011) | 66 pacientes obesos (16 varones y 50 mujeres) M de edad = 44.1 años (DE = 11.3) |
EDE EDE-Q QEWP-R |
Se encontraron las siguientes asociaciones entre el QEWP-R y la EDE en: 1) Comer más rápido de lo normal (Phi = .48, p < .001; Kappa = .48, p < .001) 2) Comer hasta sentirse incómodamente lleno (Phi = .38, p< .01; Kappa = .36, p < .01) 3) Comer grandes cantidades de comida a pesar de no sentir hambre (Phi = .39, p < .01; Kappa = .36, p < .01) 4) Comer a solas porque estaba avergonzado (Phi = 62, p < .001; Kappa = .62, p .001). Asociación entre el QEWP-R y el EDE-Q: |
| Barnes, Masheb, White, y Grilo (2011) | 66 pacientes obesos (16 varones y 50 mujeres) M de edad = 44.1 años (DE = 11.3) |
EDE EDE-Q QEWP-R |
Promedio de atracones por semana durante los pasados seis meses = .33, p < .01 En general, durante los pasados seis meses, ¿qué tan mal se sintió por no poder parar de comer o controlar qué o cómo estaba comiendo? = .32, p < .01 Durante los pasados seis meses, ¿ha importado el peso o figura corporal en cómo se siente o se evalúa usted mismo como persona? = .37, p < .01 |
| Siquera, Colares y Ximenes (2015) | 30 adolescentes entre 10 y 19 años de una escuela primaria. 105 adolescentes de ambos sexos. |
QEWP-A | Coeficiente Alfa = .92 Consistencia interna test-retest fue adecuada para todos sus reactivos |
Nota: QWEP: Questionnaire of Eating and Weight Patterns, SCID: Structured Clinical Interview for DSM; EDE: Eating Disorder Examination; EDEQ: Eating Disorder Examination Questionnaire; QEWP-A: Questionnaire on Eating and Weight Patterns-Adolescent; BULIT: Cuestionario de Bulimia, IDED: Entrevista para el Diagnóstico de Trastornos Alimentarios.
En cuanto a su validez concurrente se ha documentado una adecuada asociación entre la Entrevista Clínica Estructurada (SCID, por sus siglas en inglés) y con el QEWP (Kappa = .60; Spitzer et al., 1993) y entre el automonitoreo y el QEWP (Kappa = .58; Nangle et al., 1994). Respecto a la sensibilidad del QEWP se han detectado valores que van de .71 a .88 (Borges, Morgan, Claudino y da Silveira 2005; Celio, Wilfley, Crow, Mitchell y Wash, 2004; Nangle et al., 1994).
De acuerdo con Gladis, Wadden, Foster, Vogt y Wingate (1998), el QEWP-R clasifica correctamente al 49.2% de la muestra sin problemas de atracón, 18.8% de la muestra con episodios de atracón sin pérdida de control, 19.5% de la muestra con atracón y con pérdida de control y 12% de la muestra que cumple con todos los criterios diagnósticos para el TPA.
Otra de las bondades de este instrumento, es que permite diferenciar a pacientes con TPA de los de BN (Fitzgibbon, Sánchez-Johnsen y Martinovich, 2003; Pratt, Telch, Labouvie, Wilson y Agras, 2001), así como a obesos con y sin atracón alimentario o TPA (Borges, Morgan, Silveira y Custódio, 2002; de Zwaan et al., 2002; Didie y Fitzgibbon, 2005; Geliebter, Hassid y Hashim, 2001; Jirilk-Babb y Geliebter, 2003; Watkins et al., 2001), y pacientes obesos mórbidos intervenidos mediante bypass gástrico por vía laparoscópica (BPGL; García, Folgueras, Herrera y Sosa, 2012).
Chen et al. (2009), encontraron en una muestra de pacientes sometidos a cirugía gástrica (Baypass), que el QEWP es útil para evaluar las conductas compensatorias, después de seis meses de la cirugía. En población de niños con sobrepeso y obesidad en tratamiento de pérdida de peso, el QEWP-A ha permitido identificar episodios de atracones objetivos, sin (18.6%) y con pérdida de control (15.7%; Cebolla, Perpiñá, Lurbe, Alvarez-Pitti y Botella, 2012).
Escala de atracón (BES)
La Escala de Atracón (BES, por sus siglas en inglés), fue elaborada por Gormally et al. (1982), de acuerdo a los criterios diagnósticos del DSM-III para bulimia nerviosa, su utilidad clínica consiste en la detección de los episodios de atracón y su nivel de severidad. El BES contiene 16 reactivos que se dividen en dos factores: Estimación de los Síntomas (ocho reactivos) y Cogniciones Asociadas con el Atracón (ocho reactivos). Cada pregunta se compone de cuatro estados que reflejan un rango de severidad (el 0 indica ningún problema y 3 graves problemas de atracón alimentario). El rango de puntuación del BES va de 0 a 46 y su punto de corte es mayor o igual a 27.
Asimismo, el BES es útil para clasificar a las personas de acuerdo a las puntuaciones siguientes: a) puntuaciones de 0 a 17, ausencia de atracones, b) puntuación entre 18 y 26, conducta moderada de atracones y, c) puntuación igual o superior a 27, graves problemas de atracón (Marcus, Wing y Hopkins, 1988).
Respecto a las propiedades psicométricas, se ha documentado que el BES presenta una adecuada consistencia interna total: Alfa de .85 a .89 (Celio et al., 2004; Dezhkam, Moloodi, Mootabi y Omidvar, 2009; Duarte, Pinto-Gouveia y Ferreira, 2015; Freitas, Lopes, Appolinario y Coutinho, 2006; Gormally et al., 1982; Grupski et al., 2012; Imperatori et al., 2016; Robert et al., 2013). Así como, una buena confiabilidad test-retest [r = .71 (Dezhkam et al., 2009); Kappa = .66 (Duarte et al., 2015); Kappa = .84 (Freitas et al., 2006); r = .87, p < .001 (Timmerman, 1999)]; ver tabla 3.
Tabla 3 Estudios referentes a las propiedades psicométricas de la Escala de Atracón Alimentario (BES, por sus siglas en inglés).
| Autor | Muestra | Instrumentos | Resultados |
|---|---|---|---|
| Gormally et al. (1982) | 1er muestra: 65 mujeres, Rango de edad = 24 a 65 años, M de edad = 39.3 años (DE = 8.1), M de peso corporal = 178 libras 2a Muestra: 32 mujeres y 15 varones, Rango de edad = 24 a 67 años, M de edad = 41.2 años (DE = 11.60). M de peso corporal = 209.9 libras |
BES Escala de Factores Cognitivos |
Se encontró una consistencia interna Alfa = .85. |
| Greeno, Marcus y Wing (1995) Gladis et al. (1998) | 126 mujeres que acudían a tratamiento de reducción de peso. 128 mujeres obesas de un programa de reducción de peso M de edad = 40.09 (EE = 8.6). M de Peso Corporal = 97.9 (EE=13.5) M de IMC = 36.3 (EE = 5.2 kg/m2), M de edad de inicio de la obesidad = 19.9 (EE = 9.9) |
BES, EDE BES QEWP |
Se identificó un punto de corte de > 27. Se identificó una asociación moderada entre QEWP y BES (Kappa = .45) |
| Timmerman (1999) | 56 mujeres Rango de edad = 20 a 64 años M de edad = 42.9 años |
BES | El coeficiente de confiabilidad test-retest fue de .87 (p < .001). Además, se identificó una correlación moderada entre el total del BES y sus dos subescalas -Conducta de Atracón y Sentimientos- con todas las subescalas de atracón subjetivo y objetivo del EDE (validez concurrente). |
| Ricca et al. (2000) | 344 obesos (58 hombres y 286 mujeres) M de edad = 43.5 años (DE=13,6). M de IMC = 35.8 (DE = 6.1) |
BITE, BES, SCDI |
Con un punto de corte de 17, obtuvieron 84.8% de sensibilidad, 74.6% de especificidad, 26.2% de valor predictivo positivo y 97.9% valorar predictivo negativo. |
| Celio et al. (2004) | 157 adultos (129 diagnosticadas con TPA). |
BES, EDE-Q y EDE |
Se obtuvo una sensibilidad de .85 y una especificidad de .20. El BES correlacionó con las escalas de episodios bulímicos objetivos y días de atracón del EDE-Q (r = .65, p < .001) y EDE (r =.48, p < .001) |
| Freitas et al. (2006) | 178 mujeres obesas brasileñas, que acudían a una clínica para tratamiento de la obesidad. Rango de edad = 18 a 60 años |
SCID-I/P BES |
Se encontró una consistencia interna Alfa de .89 para el total del BES y confiabilidad test-retest Kappa de .66 (CI 95%, .48 - .83). Al probar con un punto de corte > 17, se obtuvieron los valores siguientes: Sensibilidad de 97.8% y especificidad de 47.7%, Valor predictivo positivo = 66.7% Valor predictivo negativo = 95.3% |
| Dezhkam et al. (2009) | 60 obesos (39 mujeres y 21 varones) y 60 normopeso (39 mujeres y 21 varones), Rango de edad = 20 a 50 años |
BES, información demográfica, Entrevista Clínica Estructurada. |
Se encontró una consistencia interna Alfa de .85 para el total del BES. Y una confiabilidad test-retest de .71. Con un punto de corte > 17, se obtuvo una sensibilidad de 84.6% y una especificidad de 80.8%. |
| Dezhkam et al. (2009) | 60 obesos (39 mujeres y 21 varones) y 60 normopeso (39 mujeres y 21 varones), Rango de edad = 20 a 50 años |
BES, información demográfica, Entrevista Clínica Estructurada. |
En cuanto a la validez discriminante, se encontró que el BES es capaz de diferenciar entre obesos y normopeso. |
| Grupski et al. (2012) | 473 obesos candidatos a bypass gástrico. 85% mujeres Rango de edad = 18 a 67 años (M = 41.7, DE = 10,4) IMC = 35 a 84 kg/m2 (M = 50,5, DE = 9,2). |
SCID, BES | La consistencia interna Alfa para el total del BES fue de .87. Se observó que el punto de corte > 17, clasifica correctamente al 78% de los pacientes (sensibilidad de .94 y especificidad de .76). |
| Robert, Rohana, Suehazlyn, Maniam, Azhar y Azmi (2013) | 150 participantes (47 varones y 103 mujeres). Rango de edad = 18 a 68 años. 115 Malayos, 20 (17,3%) Chino y 9 (6%) indios. |
BES, SCID-I / P | Se encontró una consistencia interna Alfa de .89. El análisis factorial indicó una estructura de dos factores: Sentimientos y cogniciones relacionados con atracones y, manifestaciones del comportamiento de atracones. Con un punto de corte >17, se encontró una Sensibilidad del 84.6%, especificidad del 94.9% y un valor predictivo positivo de 81.8%. Así como, un valor predictivo negativo del 95.7%. Se encontró que el BES es útil para discriminar pacientes con y sin atracón (validez discriminante). |
| Duarte et al. (2015) | 1008 mujeres (estudiantes n: 553 y población general n: 455). Rango de edad = 18 a 60 años M de edad = 29.21 (DE=11.63) M de IMC 22.90 (DE = 3,79). |
BES EDE EDEQ |
Se encontró una consistencia interna Alfa de .89 para el total del BES, y una confiabilidad test-retest r = .84. Así como, un punto de corte > 17. El BES es capaz de identificar al 81.1% de mujeres con síntomas de atracón alimentario y al 97.8% de mujeres sin síntomas de atracón. También se detectó que el total del BES se asoció con el total EDE (r = .66; p < .001). Asimismo, el BES se asoció con las subescalas del EDE: Restricción (r = .55, p < .001), Preocupación por la Alimentación (r = .66, p < .001), Preocupación por el Peso (r = .59, p < .001) y Preocupación por la Figura (r = .58, p < .001) El BES también se asoció con el total del EDE-Q (r = .67, p < .001), y sus subescalas: Restricción (r = .36, p < .001), Preocupación por la Alimentación (r = .69, p < .001), Preocupación por el Peso (r = .66, p < .001) y Preocupación por la Figura (r = .66, p < .001). |
| Brunault et al. (2016) | 553 sujetos no clínicos 63 obesos mórbidos, de los cuales 47 tenían TPA |
BES BITE |
Se obtuvo una consistencia interna Alfa para población clínica de .93, y consistencia interna Alfa en pacientes candidatos obesos para la cirugía bariátrica de .88 |
| Brunault et al. (2016) | 553 sujetos no clínicos 63 obesos mórbidos, de los cuales 47 tenían TPA |
BES BITE |
En cuanto a la validez de constructo, se observó en población comunitaria, que el total del BES se asoció con BITE (Spearman .83, p < .001). Y en población clínica se encontró adecuado coeficiente de correlación entre el BES y el BITE (Spearman .76, p < .0001). |
| Imperatori et al. (2016) | 669 pacientes italianos con sobrepeso y obesidad: 127 varones 542 mujeres M de IMC = 33.98 (DE = 8.54) M de Edad = 45.42 (DE = 12.98) |
BES | Se encontró una consistencia interna Alfa de .89. Así como, una asociación entre el BES y el IMC (r = .14, p < .001) y la edad de los participantes (r = - .14; p < .001). |
Nota: BES: Escala de Atracón Alimentario; CCA: Comedores Compulsivos Anónimos; SCID: Structured Clinical Interview for DSM; BITE: Test de Edimburgo; SAIT: State-Trait Anxiety Inventory; EDE: Eating Disorder Examination; EDEQ: Eating Disorder Examination Questionnaire; YFAS: Yale Food Addiction Scale; EDI: Eating Disorder Inventory.
De acuerdo con Celio et al. (2004), el BES es un instrumento de tamizaje adecuado (sensibilidad = .85 y especificidad = .20) que clasifica correctamente 38.5% de los pacientes con TPA y 98.2% de los individuos sin trastorno alimentario usando un punto de corte > 27 (Brody, Walsh y Devlin, 1994).
En cuanto a su validez concurrente, Timmerman (1999) ha encontrado que el total del BES y sus dos subescalas -Conducta de Atracón y Sentimientos-correlacionan moderadamente con todas las subescalas de atracón subjetivo y objetivo de la Entrevista Examen de los Trastornos Alimentarios (EDE, por sus siglas en inglés). Mientras que Duarte et al. (2015), encontraron que la puntuación total del BES se asoció con el total del EDE y EDEQ, así como con sus subescalas (Restricción Alimentaria, y Preocupación por la Alimentación, Peso y Figura). Gladis et al. (1998) detectaron que la puntuación total del BES se asoció moderadamente con el QEWP-R (Kappa = .45).
Respecto a la validez discriminante del BES, Brunaulth et al. (2016) reportan que el BES es útil para discriminar entre pacientes con y sin atracón alimentario. Al respecto Duarte et al. (2015), reportaron que el BES clasificó correctamente a 96.7% de mujeres con atracón alimentario. Por otra parte, se ha encontrado que los pacientes con TPA exhiben mayores puntuaciones en el total del BES (Compare, Callus y Gross, 2012), en tanto que, los pacientes obesos con TPA candidatos a cirugía bariátrica, diagnosticados con los criterios del DSM-5 y DSM-IV-TR, muestran puntuaciones promedio en el BES de 19.18 y 20.65 (Marek, Ben-Porath, Ashton y Heinberg, 2014).
Cuestionarios que evalúan la patología alimentaria asociada al TPA
Los pacientes con TPA se caracterizan por presentar una psicopatología alimentaria que consiste en involucrarse en constantes dietas restrictivas, comienzo de esta conducta a una edad temprana, patrones caóticos de alimentación con altos niveles de ingestión en las comidas normales y entre comidas (Marcus, 1997; Spitzer et al., 1993). El Cuestionario de Tres Factores de la Alimentación (Three Factor Eating Questionnaire, TFEQ) es uno de los más usados para evaluar tal comportamiento.
Cuestionario de Tres Factores de la Alimentación (TFEQ, por sus siglas en inglés).
El TFEQ, también conocido como Inventario de la Alimentación (EI, por sus siglas en inglés), fue elaborado por Stunkard y Messick, (1985). Se construyó en base a la Teoría de Restricción de Herman y Mack (1975) y el modelo de los límites de regulación de la ingesta (Herman y Polivy, 1984), su objetivo es examinar la conducta alimentaria.
En su primera versión el TFEQ contenía 67 reactivos de los cuales: 10 reactivos provenían de la Escala de Restricción Alimentaria de Herman y Polivy (1980), 40 reactivos de la Escala de Obesidad Latente de Pudel (1978) y 17 reactivos fueron construidos por expertos en el área. Después de un primer análisis factorial preliminar se reestructuró el cuestionario añadiéndole reactivos, de tal forma que esta nueva versión estaba constituida por 93. En un segundo análisis factorial se depuraron reactivos, permaneciendo 55, de los cuales se eliminaron 4 reactivos porque saturaban en varios factores, de manera que la versión final de este cuestionario quedo conformada por 51 reactivos.
El TFEQ se divide en dos partes, una primera parte de 36 reactivos con dos opciones de respuesta (falso-verdadero) y una segunda parte con 15 reactivos (tipo Likert) con cuatro opciones de respuesta. Las calificaciones para los reactivos de la primera y segunda parte van de 0 a 1. El TFEQ se divide en tres factores relacionados con la alimentación:
a) Restricción Alimentaria (control consciente de la conducta alimentaria), las calificaciones en esta escala pueden ir de 0 a 21.
b) Desinhibición (ruptura del límite auto-impuesto de ingestión calórica), con puntuaciones que van de 0 a 16.
c) Susceptibilidad al Hambre, cuyas puntuaciones pueden oscilar entre 0 y 14.
Este instrumento ha sido traducido al español, tailandés, chino (Chong et al., 2016), alemán (Löffler et al., 2015), etc. y se han sugerido versiones de 21 y 18 reactivos, así como subfactores de las escalas (Bond, McDowell y Wilkinson, 2001; De Lauzon et al., 2004; Jáuregui-Lobera, García-Cruz, Carbonero-Carreño, Magallares y Ruíz-Prieto, 2014):
El factor de Restricción con tres subescalas: Comportamiento Estratégico de Dieta, Actitud de Autorregulación y Evitación de Alimentos Engordantes.
El factor de Desinhibición con tres subescalas: Susceptibilidad Habitual, Susceptibilidad Emocional y Susceptibilidad Situacional.
El factor Hambre con dos subescalas: Locus de Control Interno del Hambre y el Locus Control Externo del Hambre.
Respecto a las propiedades psicométricas del TFEQ, se ha documentado una consistencia interna total que oscila de .70 a .89 (Chearskul, Pummoung, Vongsaiyat, Janyachailert, y Phattharayuttawat, 2010; Karlsson, Persson, Sjostrom y Sullivan, 2000; López et al., 2011; Siervo, Boschi, Papa, Bellini y Falconi, 2005). Así como, una excelente confiabilidad test-retest para los factores y el total del TFEQ (r de Pearson's = .94.; Chearskul et al., 2010).
Estudios posteriores han apoyado su confiabilidad y validez, y han demostrado que dicho instrumento es útil para diferenciar entre muestras de obesos con y sin TPA (Goldfein, Walsh, LaChaussee, Kissileff y Devlin, 1993; Guss, Kissileff, Devlin, Zimmerli y Walsh, 2002; Hsu et al., 2002; Kalarchian, Wilson, Brolin y Bradely, 1998; Kuehnel y Wadden, 1994; Le Grange, Gorin, Catley y Stone, 2001) y entre pacientes con BN y TPA (Collins, Lapp, Helder y Saltzberg, 1992; Laessle, Tuschl, Kotthaus, y Pirke, 1989, Marcus, Wing y Lamparski, 1985; ver tabla 4).
Tabla 4 Estudios sobre las propiedades psicométricas del Cuestionario de Tres Factores de la Alimentación (TFEQ).
| Autor | Muestra | Instrumento | Resultados |
|---|---|---|---|
| Stunkard y Messick (1985) | 1er estudio de piloteo con un grupo de 220 sujetos (97 varones y 123 mujeres). 2° estudio: a) Comedores restrictivos (7 varones y 46 mujeres) y b) Comedores normales (5 varones, 13 mujeres y 27 que no registraron su sexo) |
TFEQ | Se propusieron tres factores: a) restricción cognitiva con 23 reactivos (Alfa = .93), b) desinhibición con 20 reactivos (Alfa = .91) y c) hambre con 15 reactivos (Alfa = .85). |
| Karlsson, Persson, Sjostrom y Sullivan (2000) | 4377 sujetos obesos (1774 varones y 2603 mujeres), Rango de edad = 37 a 57 años M de edad = 46.5) IMC = 38.3. |
TFEQ | Se realizaron dos estudios, en el primer estudio se encontró una consistencia interna Alfa de .70. El análisis de componentes principales extrajo tres factores que explican 28% de la varianza total. Restricción alimentaria Alfa = .83 Desinhibición Alfa = .77 Hambre Alfa = .80 En el segundo estudio se encontró una consistencia interna total Alfa total = .70. Después de un análisis de componentes principales se extrajeron tres factores que explican el 29% de la varianza total: Restricción alimentaria Alfa = .84 Desinhibición Alfa = .78 Hambre Alfa = .80 |
| Siervo et al. (2005) | 162 mujeres (con una edad que oscilaba de los 16-35 años) que acudían a un tratamiento de dieta. |
TFEQ | Se obtuvo una consistencia interna Alfa para el total de .75. Asimismo, se propusieron tres factores: Restricción (consistencia interna Alfa = .71), Desinhibición (consistencia interna Alfa = .76) y Hambre (consistencia interna Alfa = .67) |
| Chearskul et al. (2010) | 37 varones y 52 mujeres tailandeses. Rango de edad = 19-21 años |
RSS Thai Stress Test (TST) TFEQ |
Se encontró una consistencia interna Alfa para total del TFEQ de .81. Se propuso una estructura factorial de tres factores: Restricción Alfa = .78 Desinhibición Alfa = .75 Hambre Alfa = .87. Se detectó un coeficiente de confiabilidad test- retest de r=.93 para la Restricción, r = .89 para la Desinhibición, r = .82 para el Hambre y de r=.94 para el Total del TFEQ. |
| Löffler et al. (2015) | 3,144 participantes (52.1 varones y 47.9% mujeres), procedentes de Centro de Investigación de Leipzig para Enfermedades (LIFE), Alemania M de edad = 54.97 años (DE = 9.70). Rango de edad = 40-79 años M de IMC = 27.19 kg/m2 (DE = 4.71 kg/m2). |
TFEQ | Se encontraron tres factores: Comer sin Control (Alfa = .81), Control Cognitivo (Alfa = .84) y Comer Emocional (Alfa = .78). Se llevó a cabo el análisis confirmatorio para comprobar la estructura de factorial, obteniéndose índices que mostraron un ajuste de modelo aceptable (CFI = .92, SRMR = .05, CFI = .88 y RMSEA = .04.) |
Nota. RSS: Escala de Autoestima de Rosenberg; EDI: Eating Disorder Inventory; Thai Stress Test (TST); RSS: Rosenberg Self-Esteem Scale; EAT: Eating Attitudes Test; BSQ: Body Shape Questionnaire; EDE: EDE: Eating Disorder Examination; TFEQ: Three Factor Eating Questionnaire.
Vinai et al. (2016) han documentado que los pacientes con obesidad y con sobrepeso, exhiben puntuaciones altas en los factores de Desinhibición y Hambre del TFEQ. En tanto que, Harden, Corfe, Richardson, Dettmar y Paxman (2009) identificaron que el IMC se asocia con los factores de desinhibición y hambre del TFEQ. Hays et al. (2002), Hays y Roberts (2008), reportan que la Desinhibición es predictor del aumento de peso y del IMC actual.
Respecto al género, en un estudio con una muestra de varones y mujeres de Tailandia, se identificó que las mujeres tailandesas presentan mayores puntuaciones en los factores de Desinhibición y Restricción Alimentaria comparadas con los varones, asimismo se observó que el porcentaje de grasa de toda la muestra (37 varones y 52 mujeres) se asoció con los factores de Desinhibición y Restricción Alimentaria del TFEQ (Cheraskul et al., 2010).
Además, se ha documentado (Bocchieri-Ricciardi et al., 2006; Vinai et al., 2016) en muestras de obesos candidatos a cirugía bariátrica, que los pacientes con TPA exhiben mayores puntuaciones en los factores de Desinhibición y el Hambre del TFEQ comparados con obesos sin TPA.
Estudios que emplean el QEWP y BES en muestras de personas hispanas
Actualmente se cuenta con pocos estudios sobre las propiedades psicométricas del QEWP y BES en población hispana. Respecto al QEWP, se ha documentado que ha sido útil para discriminar entre muestras con y sin sintomatología de atracón y de TPA procedentes de México (López, Mancilla, Vázquez, Álvarez y Franco, 2011a) y España (Díaz et al., 2012).
En un estudio realizado con 448 mujeres mexicanas con un promedio de edad de 32.47 (DE = 11.80), se encontró un adecuado nivel de asociación entre la entrevista IDED y el QEWP-R (Kappa = .60, p ≤ .001). Asimismo, se detectó que los tres factores de la validación mexicana del BULIT se asociaron con algunos indicadores que evalúa el QEWP-R (atracón, sentimientos negativos posteriores al atracón y conductas compensatorias). El atracón también se asoció con el IMC. Al parecer el QEWP-R es un instrumento adecuado de tamizaje para población mexicana con sintomatología de TPA y BN (ver tabla 5; López et al., 2011a).
Tabla 5 Estudios en población hispana sobre las propiedades psicométricas del QEWP, BES y TFEQ.
| Autor | Muestra | Instrumento | Resultados |
|---|---|---|---|
| QEWP-R | |||
| López et al. (2011) | 448 mujeres mexicanas M de edad = 32.47 (DE = 11.80). |
QEWP-R BULIT IDED |
Para obtener la validez de criterio de tipo discriminante, se correlacionó la entrevista IDED con el QEWP-R, se obtuvo un Kappa de .60 (p < .001). Asimismo, se probó la validez convergente, mediante la correlación entre el factor de Atracón Alimentario del QEWP-R y factor de Sobreingesta del BULIT, se encontró una r de .54 (p < .001). También se observó que el reactivo 5 del QEWP-R se asoció con el factor de Sentimientos Negativos posteriores al atracón del BULIT (r = .64; p < .001). El reactivo 6 del QEWP-R se asoció con el factor de Sentimientos Negativos posteriores al atracón del BULIT (r = .65; p < .001). El reactivo 8 del QEWP-R se asoció con el factor de Conductas Compensatorias del BULIT (r = .51; p < .001). El reactivo 9 del QEWP-R se asoció con el factor Conductas Compensatorias del BULIT (r = .53; p < .0001). |
| Díaz et al. (2012) | 27 pacientes obesos mórbidos intervenidos mediante bypass gástrico por vía laparoscópica (BPGL) |
QEWP-R EDE-Q |
El QEWP-R permitió identificar 25.9% de pacientes obesos mórbidos con TPA. En cuanto a la validez concurrente se encontró un coeficiente concordancia entre QEWP y EDEQ bajo (Kappa = .36). Además, se observaron los siguientes coeficientes de asociación en ambos cuestionarios en los reactivos que hacen referencia a: 1) Importancia del peso (rho = .72, p < .001). 2) Figura (rho = .64, p < .001), 3) Frecuencia del sentimiento de culpa después de comer y el grado de disgusto por comer en exceso (rho = .34, p < .043) 4) Disgusto por perder el control sobre la comida (rho = .49, p < .008). |
| TFEQ | |||
| Sánchez et al. (1999) | 375 estudiantes de la Universidad de Barcelona, M de edad = 19 años (DE= 1.48) Rango de edad = 17 a 28 años |
TFEQ EAT EDI BSQ EDE |
Se encontraron dos factores que explican el 30% de la varianza total: a) Restricción compuesto por 20 reactivos que explican 15.85% de la varianza total, con una Alfa de .89, b) Desinhibición: compuesto por 25 reactivos que explican el 14.11% de varianza total y con una Alfa de .86. En esta versión el factor de hambre presentó problemas. Validez concurrente: El factor restricción del TFEQ se correlacionó con el total EAT (r = .64, p < .0001), y con sus tres factores: a) Bulimia (r = .50, p < .0001), b) Control Oral (r = .12, p < .03) y c) dieta (r = .68, p < .0001). También se detectó que el factor Restricción del TFEQ se asoció con la puntuación total del EDI (r = .50, p < .0001), y con sus factores: a) Motivación para Adelgazar (r = .72, p < .0001), b) Bulimia (r = .21, p < .0001), y c) Insatisfacción Corporal (r = .46, p < .0001). Además, el factor Restricción del TFEQ se asoció con el total del BSQ(r = .72, p < .0001). Correlaciones entre el factor Desinhibición y las escalas del EAT: puntuación total (r = .19, p < .001), Bulimia (r = .35, p < .0001), Control Oral (r = .18, p < .001) y Dieta (r = .24, p < .0001). |
| TFEQ | |||
| Sánchez et al. (1999) | 375 estudiantes de la Universidad de Barcelona, M de edad = 19 años (DE= 1.48) Rango de edad = 17 a 28 años |
TFEQ EAT EDI BSQ EDE |
Además, se encontró que el factor desinhibición se asoció con la puntuación total del EDI (r = .46, p < .0001), y con sus factores motivación para adelgazar (r = .36, p < .0001), Bulimia (r = .65, p < .0001) e Insatisfacción corporal (r = .30, p < .0001). Asimismo, el factor del TFEQ Desinhibición correlacionó con el total del BSQ (r = .45, p < .0001). Validez discriminante: Los factores de Restricción (t=8,05, p < .0001) y Desinhibición (t = 4,62, p < .0001) del TFEQ, discriminan entre grupos con y sin alteraciones alimentarias. |
| López et al. (2011) | 604 mujeres M de edad = 20.28 (DE = 5.70) |
TFEQ | Encontraron un coeficiente de consistencia interna Alfa para total del TFEQ de .87. Después de un análisis factorial se extrajeron dos factores: Restricción alimentaria (Alfa = .91) y Desinhibición (Alfa = .84). Validez de criterio de tipo concurrente: Se obtuvieron correlaciones entre el factor de desinhibición del TFEQ y la escala de Bulimia del EAT-40 (r = .62; p < .001). Y entre el factor de Desinhibición del TFEQ y Sobreingesta del BULIT (r = .75; p ≤ .001). Así como entre el factor de Restricción Alimentaria del TFEQ y la escala de Restricción Alimentaria del EAT-40 (r = .58; p ≤ .001). Validez de criterio de tipo discriminante: Los factores de Restricción Alimentaria (t (109) = 5.31, p ≤ .001) y Desinhibición (t (55) = 8.26, p ≤ .01), discriminaron entre muestras con y sin TCA. |
| Jáuregui-Lobera et al., 2014). | 218 estudiantes (119 mujeres y 162 varones), procedentes de la ciudad de Mairena del Aljarafe, Sevilla, España. M de edad=18.38 (± 6.31) |
TFEQ-18 o TFEQ-SP |
Se encontró una consistencia interna Alfa de .83. Además, se propusieron tres factores: Descontrol Alimentario (Alfa = .87), Restricción Cognitiva (Alfa = .74) y Alimentación Emocional (Alfa = .79) Asimismo, se detectaron coeficientes de correlaciones intra- escalas que oscilaron entre .46 y .85. También se observó que el TFEQ-18 es útil para discriminar a muestra con sobrepeso y obesidad, de las muestras normopeso y con peso bajo. |
| Taboada et al. (2015) | 222 pacientes (66 varones y 156 mujeres) M de IMC = 45.16 (DE = 7.26. Rango de IMC = 30-80 M de edad = 41.84 años (DE = 11.11) Rango de edad = 18-75 años |
TFEQ | Se propuso una estructura de dos factores: Desregulación en la Ingesta y Restricción. La Restricción se dividió en dos factores. 1) Restricción Activa y 2) Predisposición a la Restricción |
| Zuñiga y Garcia (2006) | 100 personas (81% mujeres) mexicanos que acudían a un grupo de CCA. Rango de edad = 17 a 57 años. |
BES | Se detectó una consistencia interna Alfa para la subescala de Sentimientos y Cogniciones de .88 y una consistencia interna Alfa para la subescala de Manifestaciones Conductuales de .87. |
| Zúñiga et al. (2006) | 100 personas (81 mujeres) mexicanas M de edad = 36.53 (± 9.69) M de IMC = 34.2 (± 7.9) kg/m2 |
Se encontró una consistencia interna de .92 para el total del BES; así como, coeficientes de Alfa .88 para su subescala de Sentimientos y Cogniciones, y de .87 para la subescala de Manifestaciones Conductuales. También se detectó un coeficiente de correlación test-retest de 83 (p < .01). En cuento a su validez convergente, se encontró que el BES se correlacionó con la Escala de Impulsividad de Plutchik (PIS; r = .57, p < .01) |
Nota. EDI: Eating Disorder Inventory; EAT: Eating Attitudes Test; BSQ: Body Shape Questionnaire; EDE: EDE: Eating Disorder Examination; TFEQ: Three Factor Eating Questionnaire; BES: Escala de Atracón Alimentario; QWEP: Questionnaire of Eating and Weight Patterns, EDEQ: Eating Disorder Examination Questionnaire; QEWP-A: Questionnaire on Eating and Weight Patterns-Adolescent; BULIT: Cuestionario de Bulimia, IDED: Entrevista para el Diagnóstico de Trastornos Alimentarios.
En España, Díaz et al. (2012) evaluaron la validez del QEWP-R en una muestra de 27 obesos mórbidos intervenidos con baypass gástrico; encontrando una baja asociación entre QEWP y EDEQ (Kappa = .36, p < .05); así como, correlaciones de moderadas a altas entre los reactivos que hacen referencia a: la importancia del peso (rho = .72, p < .001), la importancia de la figura (rho = .64, p < .001), la frecuencia de sentimiento de culpa después del atracón y el grado de disgusto por comer en exceso (rho = .44, p < .043) y la pérdida del control sobre la alimentación (rho = .49, p < .008).
Podemos señalar que este instrumento (QEWP), presenta dos ventajas: 1) se ha modificado para adaptarse a los criterios diagnósticos propuestos en el DSM-5 (APA, 2013) para TPA y 2) además de ser un instrumento de tamizaje para el TPA, también puede identificar la presencia de BN y la severidad de la conducta de atracón. Sin embargo, hacen falta más estudios en población hispana para evaluar sus propiedades psicométricas, por ejemplo, un análisis confirmatorio y probarlo en muestra de varones.
En cuanto al BES, se sabe que ha permitido evaluar la gravedad del síntoma de atracón en muestras procedentes de grupos de comedores compulsivos anónimos de México, Zúñiga y García (2006), obtuvieron en 100 personas con obesidad que acudían al programa de tratamiento de comedoras compulsivas, un coeficiente Alfa de .88 para la subescala de Sentimientos-Cogniciones y .87 para la de Manifestaciones Conductuales.
En otro estudio con población mexicana, Zúñiga, García, Ramírez y Páez (2006) encontraron una consistencia interna de .92 para el total del BES; y un coeficiente de correlación test-retest de .83 (p < .01). Al evaluar la validez convergente del BES, se encontró un coeficiente de correlación moderado entre BES y la Escala de Impulsividad de Plutchik (PIS, por sus siglas en inglés; r = .57, p < .01).
Una limitante del BES, es que fue creado de acuerdo a los síntomas propuestos en el DSM-III (1980) para el comportamiento de atracón alimentario, no obstante, en el DSM-5 (APA, 2013), este comportamiento ha sufrido modificaciones en cuanto a la frecuencia y tiempo con que debe presentarse el consumo excesivo de comida para ser considerada una conducta patológica. Asimismo, en muestra hispanas se carecen de estudios que evalúen su validez y, se necesita investigación adicional en muestra de varones tanto de muestra comunitaria como clínica
Además de los instrumentos de tamizaje utilizados en población hispana también se ha usado el TFEQ para evaluar la conducta alimentaria asociada al TPA. Al respecto Sánchez-Carracedo, Raich, Figueras, Torras y Mora (1999), analizaron las propiedades psicométricas del TFEQ en una muestra de mujeres universitarias de España, estos autores propusieron dos factores: a) Restricción Alimentaria con un Alfa de .89, y b) Desinhibición con un Alfa de .86. También encontraron adecuados coeficientes de validez concurrente y validez discriminante.
En una muestra de mujeres mexicanas (López et al., 2011b), se observó un coeficiente de consistencia interna Alfa para total del TFEQ de .87; y se propusieron dos factores: Restricción Alimentaria (Alfa = .91) y Desinhibición (Alfa = .84). Al evaluar la validez de criterio de tipo concurrente, se obtuvieron adecuados coeficientes de correlación entre el factor de Desinhibición del TFEQ y la escala de Bulimia del EAT-40 (r = .62, p ≤ .001). Y entre el factor de Desinhibición del TFEQ y Sobreingesta del BULIT (r = .75, p ≤ .001). Así como entre el factor de Restricción Alimentaria del TFEQ y la escala de Restricción Alimentaria del EAT-40 (r = .58, p ≤ .001). Respecto a la validez de criterio de tipo discriminante, se observó que el TFEQ es capaz de discriminar a muestras con y sin TCA.
Los estudios del TFEQ en población mexicana y española, muestran buenas propiedades psicométricas de este instrumento -confiabilidad y validez-. Aunque cabe destacar que en ambos países se propuso una estructura de dos factores: Desinhibición y Restricción Alimentaria, discrepando con la versión original de Stunkard y Messick (1985).
En otros estudios con muestra española de obesos mórbidos candidatos a cirugía bariátrica se encontró que la mayoría de los reactivos de los factores de Desinhibición y Hambre se agruparon en un mismo factor que nombraron Desregulación en la Ingesta, y el factor Restricción Alimentaria se dividió en dos factores: 1) Restricción Activa (relacionado con restricción de alimentos) y 2) Predisposición a la Restricción (relacionado con el peso y las preocupaciones de la ingestión; Taboada et al., 2015).
También se ha probado la consistencia interna de la versión de 18 reactivos del TFEQ (TFEQ-R-18 o TFEQ-SP) en 281 estudiantes españoles (119 mujeres y 162 hombres, Medad = 18.38 ± 6.31), encontrándose tres factores: Descontrol Alimentario (Alfa = .87), Restricción Cognitiva (Alfa = .74) y Alimentación Emocional (Alfa = .79; Jáuregui-Lobera et al., 2014).
Las validaciones del TFEQ en muestras hispanas también son escasas y las que existen deben de probar el instrumento en muestras comunitarias que presenten obesidad y TPA, asimismo, es necesario muestras más grandes de varones.
Conclusión
El TPA es actualmente uno de los trastornos alimentarios y de la ingestión de alimentos más estudiados, básicamente porque permite diferenciar a las personas con obesidad que presentan una patología alimentaria de las personas con obesidad sin trastornos alimentario. Por esta razón es necesario contar con instrumentos que permitan:
Un tamizaje adecuado del problema, para tal fin se han empleado extensamente la BES y el QWEP-R, este último es el más aceptado internacionalmente por los resultados que ha tenido para evaluar la sintomatología del TPA y porque ha sido adaptado de acuerdo a los criterios diagnósticos de DSM-5. Sin embargo, en poblaciones hispanas, es necesario estudiar más a fondo sus propiedades psicométricas en muestras clínicas y no clínicas y en varones. Asimismo, se debe probar la nueva versión del QWEP (QWEP-5) en este tipo de muestras ya que se carece de estudios al respecto.
Precisar la patología alimentaria que acompaña al TPA. Entre los cuestionarios que se han creado para tal fin básicamente se puede mencionar el TFEQ, éste permite valorar la restricción de alimentos y la sensación de hambre, puntos medulares a evaluar en el TPA. Empero, los estudios sobre sus propiedades psicométricas en muestra hispana no son concluyentes y fundamentan la necesidad de realizar más estudios sobre este instrumento. Asimismo, es importante profundizar en la estructura factorial del TFEQ, ya que ha presentado problemas en muestras hispanas, por lo que, se sugiere probar su estructura con un análisis factorial confirmatorio.
