EDI

El instrumento fue adaptado en España con una muestra de pacientes con anorexia nerviosa (^{Guimerá y Torrubia, 1987}). Posteriormente diversas investigaciones llevadas a cabo en México estudiaron sus propiedades psicométricas en población clínica y general (^{Álvarez y Franco, 2001}; ^{Bojorquez, Unikel, y Carreño, 2005}; ^{Mancilla, Franco, Alvarez, y Vázquez, 2003}; ^{Unikel, Bojorquez, Carreño, y Caballero, 2006}).

En España, Guimerá y Torrubia aportaron evidencias de su confiabilidad mediante el análisis de consistencia interna y correlación test-retest (véase Tabla 3). También llevaron a cabo un estudio de grupos contrastados y de correlación con el Test de Actitudes Alimentarias (Eating Attitudes Test, EAT, por sus siglas en inglés), con el fin de dar cuenta de su validez. Los autores concluyeron que el EDI era un instrumento psicométrico adecuado para evaluar las características psicológicas relevantes de la anorexia nerviosa y para identificar sujetos con alto riesgo de TA en población española.

En México, ^{Álvarez y Franco (2001)} estudiaron la validez y confiabilidad del EDI utilizando una versión adaptada para población mexicana (desarrollada en el Proyecto de Investigación en Nutrición de la FES Iztacala-UNAM). Las autoras hallaron evidencias de validez y confiabilidad en mujeres de población clínica y general, con y sin TA (véase Tabla 3). A partir de los resultados obtenidos en un análisis factorial exploratorio, se decidió conservar una estructura de ocho factores, similar a la propuesta originalmente hecha por ^{Garner et al. (1983)}. Sin embargo, algunos ítems se agruparon en otro factor al que pertenecían originalmente y otros no se agruparon en ningún factor. El instrumento presentó buena capacidad discriminante entre mujeres con y sin TA, y entre los diferentes diagnósticos. Asimismo, su consistencia interna fue adecuada, siendo mejor en población clínica que en población general. Una excepción la constituye la escala Perfeccionismo, la cual mostró inconsistencia tanto en su confiabilidad como en su validez. Por otra parte, los autores exploraron posibles puntos de corte para el total del EDI y para cada una de las escalas de riesgo, obteniendo a partir de ellos el valor de la sensibilidad y la especificidad del instrumento. De acuerdo con los resultados obtenidos, Álvarez y Franco concluyeron que, si bien el EDI resultaba útil como instrumento de tamizaje, no era conveniente utilizarlo como único instrumento para realizar un diagnóstico definitivo.

También en México, ^{Mancilla et al. (2003)} tradujeron y validaron el EDI en mujeres de población clínica y general, aportando evidencias de validez de constructo. Por medio del análisis factorial exploratorio (componentes principales con rotación varimax) en población general, se halló una estructura factorial similar a la propuesta originalmente por ^{Garner et al. (1983)}, pero con una cantidad menor de ítems, dado que algunos no cargaron en ninguna escala. Con la excepción de la escala Perfeccionismo, la puntuación total del instrumento y sus escalas permitieron diferenciar entre mujeres con y sin TA, y entre grupos diagnósticos. Asimismo, tanto la puntuación total como la mayoría de las escalas presentaron niveles adecuados de consistencia interna (excepto Perfeccionismo). El estudio también aportó pruebas de validez de criterio (véase Tabla 3).

A pesar de que tanto ^{Álvarez y Franco (2001)}, como ^{Mancilla et al. (2003)} hallaron una estructura factorial similar a la obtenida a partir de la validación original (^{Garner et al., 1983}), en un estudio con adolescentes de una zona semiurbana del sur de México, ^{Bojorquez et al. (2005)}, (como se cita en ^{Unikel et al., 2006}) encontraron varias diferencias en la estructura factorial original, por lo que se concluyó que era necesario continuar el estudio de validez de este instrumento.

^{Unikel et al. (2006)} buscaron validar la adaptación de ^{Álvarez y Franco (2001)} en población clínica, utilizando una muestra de pacientes que comenzaban un tratamiento debido a su TA. Luego de evaluar la homogeneidad del instrumento y realizar un análisis factorial exploratorio inicial (componentes principales con rotación varimax), decidieron eliminar los ítems que presentaban dificultades en términos psicométricos. Debido a esto, el análisis factorial exploratorio final incluyó 36 ítems agrupados en seis escalas (Búsqueda de Delgadez, Bulimia, Insatisfacción Corporal, Conciencia Interoceptiva, Ineficacia y Miedo a Madurar), manteniendo una estructura similar a la original, aunque sin las escalas Perfeccionismo y Desconfianza Interpersonal. En este estudio, ^{Unikel et al. (2006)} probaron la capacidad discriminante entre los diferentes diagnósticos de TA, y aportaron evidencia sobre la validez concurrente. Además, la consistencia interna resultó excelente en la escala total, y buena para las escalas que la componen (véase Tabla 3). De este modo, los autores concluyeron que la versión de 36 ítems era adecuada para evaluar las características psicológicas de mujeres mexicanas con TA.

EDI-2

Este instrumento fue adaptado en España (^{Corral, González, Pereña, y Seisdedos, 1998}), y posteriormente se analizó su estructura factorial (^{Muro-Sans et al., 2006}). Además, fue validado en Argentina (^{Casullo, Castro, y Góngora, 1996}; ^{Zonis, Zukerfeld, y Quiroga, 1997}), Chile (^{Urzúa, Castro, Lillo, y Leal, 2009}), México (^{García-García et al., 2003}; ^{Ochoa-Alcaraz, 2008}) y Perú (^{Domínguez et al., 2013}; ^{Guerrero, 2008}).

En España, ^{Corral et al. (1998)}; (como se cita en ^{Guerrero, 2008}) aportaron evidencias acerca de la consistencia interna y validez de constructo del EDI-2 mediante un análisis factorial exploratorio (componentes principales con rotación oblimin de las escalas y no de los ítems). En ambos sexos, las escalas se agruparon en tres factores: Aspectos Personales (que incluía ítems de las escalas Bulimia, Perfeccionismo, Conciencia Interoceptiva, Miedo a Madurar, Ascetismo e Impulsividad), Aspectos Sociales (Ineficacia, Desconfianza Interpersonal e Inseguridad Social) y Aspectos Corporales (que incluía las escalas Búsqueda de Delgadez e Insatisfacción Corporal).

En España, otros autores (^{Muro-Sans et al., 2006}) también concluyeron que la estructura factorial del instrumento no coincidía con la propuesta por ^{Garner (1991)}. A partir de un análisis factorial (ejes principales con rotación oblimin), Muro-Sans et al. hallaron una estructura de 21 factores que explicaban 55.7% de la varianza total. Sin embargo, debido a que una cantidad tan elevada de factores dificultaba su interpretación, decidieron poner a prueba nuevas estructuras factoriales (e.g., con 11 y con cinco factores). Finalmente decidieron que la estructura de cinco factores era la más adecuada, denominando a los mismos: Auto-percepción Negativa, Obsesión por la Imagen Corporal, Auto-percepción Positiva, Miedo a Madurar y Pérdida de Control. La consistencia interna de los mismos fue muy buena, ya que sólo dos factores presentaron alpha de Cronbach menor a .70 (Miedo a Madurar y Pérdida de Control, véase Tabla 3).

En Chile, ^{Urzúa et al. (2009)} realizaron una adaptación del EDI-2, y analizaron sus propiedades psicométricas en una muestra de adolescentes de ambos sexos. Con excepción de Bulimia, Miedo a Madurar, Perfeccionismo y Desconfianza Interpersonal, el resto de las escalas presentaron adecuada consistencia interna. Un análisis factorial exploratorio, utilizando únicamente los 64 ítems del EDI, aportó una solución de ocho factores, con un porcentaje bajo de varianza explicada. Posteriormente, los autores realizaron un análisis factorial confirmatorio utilizando los 91 ítems del EDI-2, y compararon la bondad de ajuste de un modelo de ocho factores y un modelo de 11 factores. Los resultados indicaron que, de los seis índices de ajuste reportados, sólo el RMSEA (root mean square error of approximation) daba cuenta de un buen ajuste del modelo propuesto en ambas estructuras (siendo la de 11 factores la mejor). El resto de los índices indicaron un ajuste no adecuado (siendo la estructura de ocho dimensiones la más cercana al valor de buen ajuste), por lo que destacaron la necesidad de continuar con el análisis de los ítems y de la estructura factorial. No obstante, los autores concluyeron que el instrumento permitía evaluar de forma adecuada y global, actitudes y comportamientos relacionados con los TA en adolescentes de Chile.

En México, el EDI-2 fue traducido y validado por ^{García-García et al. (2003)} en mujeres de población clínica y de población general. Tanto la puntuación total del instrumento como las puntuaciones de cada factor diferenciaron entre las muestras, poniendo en evidencia su validez de constructo. Asimismo, los coeficientes alpha de Cronbach resultaron buenos, tanto para el instrumento total, como para cada una de las escalas. A partir del estudio de validación, los autores seleccionaron dos puntos de corte para la puntuación total del EDI-2 y cada escala (uno representaba mayor sensibilidad y el otro mayor especificidad), pudiendo elegirse entre uno y otro en función de los objetivos de cada estudio. Finalmente, los autores destacaron la utilidad del EDI-2 como herramienta clínica, así como instrumento de tamizaje de TA en población mexicana.

En Perú, ^{Guerrero (2008)} estudió las propiedades psicométricas del EDI-2 en mujeres de población general, utilizando la versión española de ^{Corral et al. (1998)}. Luego de analizar la posibilidad de realizar una adaptación lingüística de los ítems, dos jueces psicólogos concluyeron que la misma no resultaba necesaria. En el proceso de adaptación, jueces psicólogos y psiquiatras se encargaron de la redacción final de los ítems, y evaluaron la correspondencia de los mismos con las escalas hipotetizadas. Sin embargo, al analizar las correlaciones item-escala se observó que casi 30% de los coeficientes denotaban correlaciones bajas; además, uno de los ítems (71) presentó correlación negativa. No obstante, se decidió conservar todos los reactivos debido a su relevancia clínica y teórica.

Por otra parte, con el objetivo de aportar evidencias de la validez de constructo del EDI-2, ^{Guerrero (2008)} realizó un estudio de grupos contrastados, poniendo de manifiesto la capacidad discriminante de las escalas. También buscó probar si la estructura factorial de la validación española podía replicarse en esta muestra, por lo que realizó un análisis factorial exploratorio (componentes principales con rotación oblimin) de las escalas. Al igual que en la adaptación española, obtuvo una agrupación de los ítems en tres factores: 1) el factor Personal estuvo conformado por las escalas Bulimia, Perfeccionismo, Conciencia Interoceptiva, Miedo a Madurar, Ascetismo e Impulsividad; 2) el factor Social estuvo conformado por Ineficacia, Desconfianza Interpersonal e Inseguridad Social; y 3) el factor Corporal estuvo conformado por Búsqueda de Delgadez e Insatisfacción Corporal. Guerrero también analizó la estructura factorial en función del sexo, hallando estructuras similares. En ambos sexos, el factor con mayor varianza explicada fue el Personal. Sin embargo, encontró que en las mujeres el factor Corporal explicaba más varianza que el factor Social y, por el contrario, en los hombres el factor Social explicaba más varianza que el factor Corporal. Los tres factores identificados presentaron coeficientes de confiabilidad óptimos y superiores a los obtenidos en otros estudios con 11 factores, por lo que destacó la conveniencia de la estructura trifactorial para población general de Perú. Asimismo, los indicadores resultaron adecuados en la mayoría de las escalas (excepto en Bulimia, Perfeccionismo, Desconfianza Interpersonal, Ascetismo e Impulsividad), siendo Ascetismo la escala que presentó el alpha de Cronbach más bajo; además, a diferencia de lo que ocurre en el ámbito clínico, los sujetos de población general suelen presentar valores bajos en dicha escala (^{Corral et al., 1998}; ^{Garner, 1991}). No obstante, pese a su baja consistencia interna, la escala Ascetismo no fue eliminada, debido a su gran adecuación a la estructura factorial y a su gran utilidad clínica, dada su capacidad para discriminar presencia vs. ausencia de TA. A partir de este estudio también se construyeron baremos (según sexo y grupo etario), los cuales deben establecerse en función del propósito de cada evaluación y de cada muestra, ya que las puntuaciones difieren significativamente entre algunos grupos (e.g., presencia vs. ausencia de TA, varones vs. mujeres, o por grupo etario). Finalmente, Guerrero destacó la utilidad del instrumento para la identificación de sujetos en riesgo de TA, lo cual refuerza la importancia de su validación en población general. Pero, al igual que otros autores señaló que, al no ser un instrumento de diagnóstico, el proceso de identificación de casos debería completarse con la realización de entrevista.

Unos años más tarde, ^{Domínguez et al. (2013)} también adaptaron la versión española de ^{Corral et al. (1998)} en mujeres de población general de Perú. Sin embargo, los autores modificaron la redacción de algunos ítems después de la administración de una prueba piloto. Luego de asegurar la homogeneidad de la escala, eliminando 22 ítems con coeficientes de correlación ítem-total menores a .20, realizaron un análisis factorial exploratorio (ejes principales con rotación promax) y eliminaron otros 16 ítems, por presentar cargas menores a .32. Posteriormente llevaron a cabo un nuevo análisis con los 53 ítems restantes, los cuales se agruparon en cinco factores que explicaron un porcentaje bajo de la varianza total (véase Tabla 3); estructura factorial que fue diferente a la postulada por ^{Garner (1991)}. El primer factor (Preocupación por la Delgadez) incluye ítems de Búsqueda de Delgadez, Insatisfacción Corporal, Bulimia y Conciencia Interoceptiva. El segundo factor (Desconfianza Interpersonal) incluye ítems de Ineficacia, Inseguridad Social, Desconfianza Interpersonal e Insatisfacción Corporal. El tercero de los factores (Inestabilidad Emocional) se encuentra conformado por ítems de Conciencia Interoceptiva, Impulsividad, Ineficacia, Miedo a Madurar e Inseguridad Social. El cuarto factor (Inseguridad) incluye ítems de Impulsividad, Ascetismo, Miedo a Madurar, Conciencia Interoceptiva y Desconfianza Interpersonal. Por último, el quinto factor (Ingesta Compulsiva) se encuentra conformado por ítems de Bulimia, Conciencia Interoceptiva y Ascetismo. Si bien cada factor incluye ítems de diferentes escalas, conservan la coherencia teórica; además, mientras que dos de los cinco factores obtenidos (Preocupación por la Delgadez e Ingesta Compulsiva) agrupan ítems específicos de las escalas sintomáticas de TA, el resto representan componentes emocionales. Sobre la estructura factorial del EDI-2, los autores señalaron la presencia de inconvenientes con la solución obtenida, ya que la carga factorial de algunos ítems no presentaba una explicación consistente con la teoría, y los ítems correspondientes a Perfeccionismo exhibieron un mal funcionamiento. Ahora, con relación a la consistencia interna, los indicadores resultaron adecuados en la mayoría de las escalas (menos Inseguridad e Ingesta Compulsiva). Finalmente, Domínguez et al. concluyeron que el EDI-2 era un instrumento con las características métricas necesarias para ser utilizado como método de detección de posibles casos de TA en adolescentes mujeres. No obstante, señalaron que la utilización de una entrevista diagnóstica podría enriquecer su uso.

EDI-3

En relación con su validación en población de habla hispana, este instrumento fue adaptado en España (^{Elosua et al., 2010}), Argentina (^{Rutsztein et al., 2006}; ^{Rutsztein et al., 2013}) y Perú (^{Infantes, 2015}). Recientemente tres estudios analizaron las propiedades psicométricas del EDI-3 (versión en inglés) en mujeres de población latina residente en Estados Unidos, o bien, mujeres nacidas en dicho país pero de origen latino (^{Belon et al., 2015}; ^{Cordero, Julian, y Murray, 2013}; ^{Stein, Riley, Hoyland-Domenico, y Lee, 2015}).

^{Elosua et al. (2010)} presentaron baremos para población clínica en España (versión en español y versión en euskera), según diagnóstico (sólo en las escalas de riesgo) y grupo etario (sólo en la escala de Bulimia en pacientes con diagnóstico de bulimia nerviosa), y para población general (española y mexicana), según sexo y grupo etario. En relación con las evidencias de confiabilidad, la estabilidad test-retest en población clínica española resultó muy satisfactoria, con coeficientes r de Pearson mayores a .85 en las escalas y los índices; además, en dicha muestra los coefientes alpha de Cronbach fueron altos, poniendo de manifiesto adecuados niveles de consistencia interna. En términos generales, los índices presentaron valores más altos que las escalas, según se detalla en la Tabla 3. Este fenómeno podría deberse a la mayor cantidad de ítems que los componen, en comparación con la cantidad de reactivos que componen las escalas. Por otra parte, en las muestras no clínicas de España y México se observaron coeficientes alpha más bajos. De acuerdo con ^{Elosua et al. (2010)}, esto podría deberse a la menor variabilidad de respuesta de los participantes, en comparación con la muestra clínica. Considerando estos resultados, los autores recomiendan ser cautelosos al usar el EDI-3 en población no clínica, ya que se trata de un inventario diseñado para la evaluación de población clínica, cuyos ítems fueron construidos con el fin de maximizar la sensibilidad y la discriminación de las características más relevantes de los TA. Por lo tanto, al utilizarlo en otras poblaciones, deberían considerarse fuentes adicionales de información (e.g., EDI-3 SC).

Por otra parte, ^{Elosua et al. (2010)} buscaron evidencias de validez del EDI-3, a partir de la realización de un análisis factorial exploratorio (máxima verosimilitud con rotación promax), y hallaron una solución factorial similar a la encontrada por ^{Garner (2004)}. Al igual que en la versión original, los ítems de las escalas de riesgo se agruparon en tres factores, y los ítems de las escalas psicológicas en ocho factores. Asimismo, la agrupación de los ítems fue coincidente. Por ejemplo, en las escalas psicológicas, en un factor se agruparon los ítems de Baja Autoestima y Alienación Personal (los cuales forman el índice Ineficacia), y en otro los de Inseguridad Interpersonal y Desconfianza Interpersonal (los cuales forman el índice Problemas Interpersonales). El resto de las escalas presentaron configuraciones independientes en factores separados. Al igual que ^{Garner (2004)}, Elosua et al. compararon un modelo que vinculaba las nueve escalas psicológicas con un único factor, y otro que proponía la existencia de cuatro índices, cada uno de los cuales reunía los ítems de dos escalas. El segundo modelo resultó mejor que el primero, aunque su ajuste es bueno, fue sólo según algunos indicadores. Luego, a dicho modelo se le agregó un índice general que agrupaba los cuatro índices mencionados en el párrafo anterior. Los indicadores de un buen ajuste fueron compatibles con la existencia de un factor de segundo orden (Desajuste Psicológico General). Finalmente, se obtuvieron otras pruebas de validez mediante el estudio de grupos contrastados y de la correlación con instrumentos que medían rasgos psicológicos (véase Tabla 3).

En Argentina, Rutsztein et al. llevaron a cabo la adaptación lingüística y conceptual del EDI-3 en el año 2006 y, en el año 2013, su validación. En primer lugar, se realizó un análisis factorial exploratorio (máxima verosimilitud con rotación promax), y en las tres escalas que constituyen el índice Riesgo de TA se observó una buena estructura factorial, similar a la de la validación original (^{Garner, 2004}) y la española (^{Elosua et al., 2010}). ^{Rutsztein et al. (2013)} concluyeron que estas tres escalas resultaban válidas para la evaluación del riesgo de TA en población general. Dos de los tres ítems con problemas en la carga factorial de esta adaptación, también los presentaron en la versión de Garner. No obstante, los resultados del análisis factorial sobre los ítems de las escalas psicológicas resultaron menos claros, siendo la estructura de ocho factores más clara que la de nueve. Los factores tuvieron una conformación semejante a la obtenida en el estudio de Garner y en el de Elosua et al., aunque no en todos los casos los ítems de los factores coincidieron con las escalas hipotetizadas. A partir de estos resultados, Rutsztein et al. señalaron que más allá de la adecuación del instrumento para ser utilizado con fines de tamizaje, se presentan ciertas insuficiencias discriminantes al ser aplicado en población general. Al tratarse de un instrumento diseñado para la evaluación de población clínica con TA, los ítems están preparados para identificar niveles altos de los rasgos psicológicos evaluados, no así para los niveles medios o bajos que pueden encontrarse en población general. Así, el "efecto de suelo" aparece en la escala Bulimia y en cinco de las escalas psicológicas. Por tal motivo, la utilización del inventario para el estudio de los rasgos psicológicos que anteceden a los TA en población general resulta menos adecuada que su empleo para la evaluación de perfiles psicológicos en población clínica. Cuatro escalas psicológicas (Baja Autoestima, Alienación Interpersonal, Miedo a Madurar y Perfeccionismo), sin embargo, presentaron una buena capacidad discriminante. Con respecto a la consistencia interna, la mayoría de las escalas presentaron niveles adecuados (excepto Perfeccionismo, Ascetismo y Miedo a Madurar, que presentaron valores bajos; véase Tabla 3).

En Perú, ^{Infantes (2015)} analizó las propiedades psicométricas del EDI-3 en una muestra de adolescentes de ambos sexos. Dado que utilizaron la versión adaptada en España por ^{Elosua et al. (2010)}, modificaron la redacción de 10 ítems con el propósito de mejorar su comprensión. Luego de eliminar siete ítems que afectaban la consistencia del instrumento, concluyeron que sólo la escala Búsqueda de Delgadez presentó un alpha de Cronbach adecuado (mayor a .70), indicando la necesidad de continuar con este estudio. Por otra parte, todos los ítems presentaron una correlación mayor a .30 con la escala a la que pertenecían. También se probaron evidencias de la validez de constructo del instrumento, mediante un análisis de grupos contrastados (véase Tabla 3) y, por último, se construyeron baremos según sexo y grupo etario.

En población latina de Estados Unidos, ^{Cordero et al. (2013)} estudiaron la validez de constructo de las tres escalas de riesgo de TA (Búsqueda de Delgadez, Insatisfacción Corporal y Bulimia). Con tal fin, llevaron a cabo un análisis factorial exploratorio (ejes principales con rotación promax), y el porcentaje de varianza explicada resultó bueno con base a tres factores. Sin embargo, la composición de la escala Insatisfacción Corporal no fue la esperada, dado que agrupó sólo cinco ítems de los 10 que componen la escala propuesta por ^{Garner (2004)}; en cambio, en los otros dos factores resultó bastante similar a ésta. Por otra parte, la confiabilidad de cada escala fue adecuada (véase Tabla 3). Finalmente, los autores concluyen que las tres escalas de riesgo de TA del EDI-3 permiten evaluar el deseo de adelgazar, la insatisfacción corporal y la sintomatología bulímica en mujeres latinas.

Dos años más tarde, ^{Stein et al. (2015)} analizaron específicamente la validez de la escala Insatisfacción Corporal; a partir del análisis Rasch se decidió quitar dos ítems, y además se observó que algunos cargaban en forma positiva (e.g., imagen corporal general, abdomen) y otros en forma negativa (e.g., caderas, glúteos, muslos). Hallazgo que señalaría la existencia de dos subdimensiones de la insatisfacción corporal denominadas por los autores como "insatisfacción con el cuerpo en general y el abdomen" e "insatisfacción con la parte inferior del cuerpo".

En el mismo año, un estudio publicado por ^{Belon et al. (2015)} tuvo el objetivo de probar si la estructura de cada una de las tres escalas de riesgo de TA se mantenía invariante al comparar a una submuestra caucásica vs. una latina. Mediante un análisis factorial confirmatorio, se observó la adecuación de un modelo que organiza los ítems en tres constructos teóricos interrelacionados. Por otra parte, se concluyó que la estructura factorial es semejante en ambos grupos (los mismos ítems cargan en las mismas escalas en ambos grupos), sin embargo, las cargas factoriales no se mantuvieron invariantes. La falta de ajuste provino mayormente de los ítems de las escalas Bulimia e Insatisfacción Corporal. A partir de este hallazgo, los autores concluyen que únicamente se puede utilizar la escala Búsqueda de Delgadez para realizar comparaciones directas entre las dos poblaciones de estudio (caucásica vs. latina) y, a la luz de los resultados obtenidos, Belon et al. sostienen que para la población latina se deben construir baremos diferenciales; es decir, no se puede interpretar el resultado de un sujeto de dicha población, comparándolo con un baremo construido en población que no es latina. Por último, teniendo en cuenta que los factores culturales son muy relevantes, tanto en la prevalencia como en la expresión de los TA, se requieren mayores estudios sobre la validez del EDI-3 en diferentes contextos culturales.