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Introducción
La vida estudiantil universitaria guarda diversas implicaciones en el estilo de vida de los jóvenes, particularmente cambios en la nutrición y el manejo del estrés que pueden tener un impacto significativo en la salud física y mental de los estudiantes (Jiménez Diez y Ojeda López, 2017; Sánchez Padilla et al., 2014). Actualmente, se sabe que la alimentación emocional (AE) es una conducta alimentaria desregulada, relacionada con el manejo emocional a través de la ingesta de alimentos altos en azúcares y calorías, que puede tener un impacto en las medidas antropométricas y composición corporal (Macht y Simons, 2011). La teoría psicosomática de la obesidad indica que la sobre ingesta alimentaria se manifiesta con mayor frecuencia en personas que presentan obesidad en comparación con las normopeso, principalmente cuando experimentan estados anímicos desagradables como la ansiedad; de esta manera, se ve favorecido el exceso de peso (Kaplan y Kaplan, 1957). Evidencia empírica reciente sobre las variables predictoras de la AE han mostrado que la ansiedad (Spinosa et al., 2019; Zysberg, 2018), la regulación emocional (Crockett et al., 2015; Zysberg, 2018), la impulsividad (Bourdier et al., 2018; Izydorczyk et al., 2019; Pink et al., 2018) y el perfeccionismo desadaptativo (Wang y Li, 2017) pueden tener un rol significativo en la presencia de este tipo de ingesta desregulada, sin embargo, la medición de estas ha sido de manera independiente.
Alimentación emocional y ansiedad
Zysberg (2018) realizó una investigación en una muestra de 208 mujeres israelíes con una edad promedio de 40.36 (DE = 9.54). Los resultados reportados señalaron que la ansiedad tuvo un efecto significativo y positivo sobre la ingesta emocional (β = .41, p < .01). También, se logró comprobar el efecto mediador de la ansiedad entre regulación emocional y AE (χ 2 = 4.32; p > .05; CFI = .94; NFI = .95; RMSEA = .03). En cuanto a la población universitaria, en un estudio realizado por Spinosa y colaboradores (2019) en 150 estudiantes universitarios con un promedio etario de 35.35 años (DE = 10.90), se halló que, a menor nivel socioeconómico, se predice mayor distrés (β = -.51), lo que a su vez predice mayor AE (β = .18). De igual forma, a mayor ingesta emocional, valores más altos de IMC (β = .19). Por otra parte, en una segunda vía se encontró que un mayor nivel socioeconómico tuvo efecto en una mayor AE (β = .32) y ésta en un mayor IMC (β = .19). En ambas vías el modelo se identificó ajustado (95 % IC [-.04, -.01] y [.03, .10] respectivamente).
Alimentación emocional y regulación emocional
En cuanto a la regulación emocional, el estudio realizado por Zysberg (2018) en una muestra de adultas israelitas reportó una asociación inversa de esta variable con la AE (r = -.36, p < .01). Adicionalmente, a través de un análisis de senderos (χ 2 = 4.38; [3]; p > .05; CFI = .94; NFI = .95; RMSEA = .03), se destacó el efecto directo e inverso entre estas dos variables (β = -.25, p < .01). De esta manera, a partir de los resultados, se sugirió que una mayor inteligencia emocional hará menos probable que las personas empleen la AE. En lo que respecta a la población estudiantil universitaria, Crockett y colaboradores (2015) identificaron en una muestra de 552 jóvenes (334 mujeres y 218 varones) con una edad promedio de 19.25 años (DE = 2.15) que una deficiente regulación emocional predice significativamente la AE (Β = .30, p < .001); particularmente, dicha ingesta fue observada frente al aburrimiento (Β = .28) y la experimentación de síntomas de ansiedad, depresión y enojo (Β = 1.054).
Alimentación emocional e impulsividad
La investigación de Bourdier y colaboradores (2018) tomó como muestra 401 universitarios de París (245 mujeres y 156 hombres) con una media de 21.3 años (DE = 4.59), en la cual hallaron que la urgencia negativa (UN; dimensión de la impulsividad) se identificó presente en mayor medida en aquellas personas que presentan sobre ingesta frente a emociones desagradables y disminuyen su ingesta ante emociones positivas (X̅ = 2.70, F [2, 394] = 6.92, p = .001) en comparación con el grupo neutro (en el cual la ingestión no estaba sujeta a las emociones experimentadas, X̅ = 2.27) y con el grupo que refirió disminuir su ingesta frente a emociones desagradables y aumentarla frente a los afectos positivos (X̅ = 2.39).
Un estudio reciente de Izydorczk y colaboradores (2019) con una muestra de 211 jóvenes polacos (105 hombres y 106 mujeres) encontró, a través de un análisis de ecuaciones estructurales (χ 2 = .042[1], p > .05, RMSEA = .001, CFI = .99), que la impulsividad tuvo un poder de influencia directo y positivo en la alimentación emocional (β = .85, p < .001). De la misma manera, el estudio de Pink y otros investigadores (2018), realizado en universitarios de Reino Unido, identificó la AE relacionada positiva y significativamente con la UN (r = .38, p < .001).
Alimentación emocional y perfeccionismo
En cuanto al perfeccionismo, Wang y Li (2017) realizaron una investigación en 386 adultos (215 mujeres y 171 hombres) de entre 18 a 60 años, los cuales residían en China y en quienes se halló que, a mayor perfeccionismo adaptativo, menor AE (r = -.18, p < .01); mientras que el perfeccionismo desadaptativo se asoció positivamente con este tipo de ingesta (r = .44, p < .01). Igualmente, a través de un análisis estructural (χ 2 = 287.37[98], CFI = .96, TLI = .95, RMSEA = .07), se identificó que únicamente el perfeccionismo desadaptativo predijo de manera directa la ingesta emocional (β = .31, p < .01).
Si bien existen estudios como los anteriormente expuestos, el conocimiento de las variables psicológicas que explican la conducta alimentaria emocional es aún incipiente, particularmente en lo concerniente a la influencia de las variables psicológicas ya mencionadas (ansiedad, la regulación emocional deficiente, la impulsividad y el perfeccionismo desadaptativo), tanto de manera independiente como conjunta en la AE. Surge, además, la necesidad de reducir la brecha de la falta de consenso entre el conocimiento teórico y empírico del rol que juega la composición corporal (CC) en los modelos explicativos de la alimentación emocional, así como sobre las variables psicológicas que explican este tipo de ingesta desregulada. Respecto al primer punto, si bien la AE ha sido principalmente probada en modelos empíricos como una variable mediadora entre factores de ajuste psicológico y la CC (ver Figura 1, modelo A), a nivel teórico, la teoría psicosomática de la obesidad (Kaplan y Kaplan, 1957) -retomada en muchas de las investigaciones-, plantea que la CC funge como mediadora entre los aspectos psicológicos y la AE, pese a lo cual, solo unos cuantos estudios empíricos han intentado probar dicho ordenamiento de las variables (ver Figura 1, modelo B). En consecuencia, este estudio tuvo como objetivo analizar los efectos en modelos empíricos de variables psicológicas (ansiedad, regulación emocional deficiente, impulsividad y perfeccionismo desadaptativo) sobre la alimentación emocional (por medio de los factores de ineficacia y desconfianza en la conducta alimentaria emocional) y la composición corporal de estudiantes universitarios en los dos ordenamientos hipotetizados.
Metodología
Participantes
Se realizó un estudio de corte cuantitativo, con un diseño no experimental (de tipo transversal) y de alcance explicativo. La muestra (no probabilística, por conveniencia) estuvo constituida por 584 estudiantes universitarios (432 mujeres y 152 hombres) de entre 18 a 29 años, con una edad promedio de 19.92 (DE = 3.93). Los participantes se encontraban adscritos a diferentes licenciaturas (medicina, psicología, enfermería, farmacia y gerontología) de una universidad pública del estado Hidalgo, México (ver Tabla 1).
Tabla 1 Características sociodemográficas de la muestra
| Variable | n(%) | Variable | n(%) |
|---|---|---|---|
| Sexo | Licenciatura | ||
| Mujer | 432 (73.97%) | Odontología | 173 (29.6%) |
| Hombre | 152 (26%) | Medicina | 105 (18%) |
| Estado civil | Psicología | 96 (16.4%) | |
| Soltero/a | 568 (97.3%) | Enfermería | 79 (13.5%) |
| Unión libre | 11 (1.9%) | Gerontología | 75 (12.8%) |
| Casado | 4 (0.7%) | Farmacia | 56 (9.6%) |
| Otro | 1 (0.2%) |
Fuente: Elaboración propia.
Instrumentos y materiales
Encuesta sociodemográfica. Esta encuesta recolectó información general de los participantes (sexo, estado civil y licenciatura en la que estaban inscritos.
Cuestionario de conducta alimentaria relacionada con las emociones y el estrés. El EADES por sus siglas en inglés, fue desarrollado por Ozier y colaboradores en 2007, para medir el uso de alimentos como estrategia de afrontamiento ante el estrés y las emociones, con una confiabilidad interna alpha de Cronbach de .95. En México, este instrumento fue validado por Lazarevich et al. (2015) en estudiantes universitarios, con 40 ítems tipo Likert de la escala original con cinco opciones que van de “totalmente de acuerdo” a “totalmente en desacuerdo”, integrados en tres factores nombrados: 1) autoeficacia en las emociones y el estrés relacionados con la alimentación (ɑ = .87); 2) autoconfianza en la emoción y el estrés relacionado con la alimentación (ɑ = .84) y, el último factor, 3) evaluación de recursos y habilidad de afrontamiento (ɑ = .91).
Para los fines de la presente investigación, únicamente se retomaron los dos primeros factores de la validación del EADES que, por sugerencia de la autora principal de la validación, los puntajes de las respuestas se usaron como en la versión original del cuestionario (de “totalmente en desacuerdo” a “totalmente de acuerdo”) con lo que mayores puntajes indicando una mayor AE. Aunado a esto, se modificaron los nombres de los factores originales por ineficacia en la conducta alimentaria emocional y desconfianza en la conducta alimentaria emocional, para connotar el sentido de la escala. En la muestra del presente estudio se obtuvo una confiabilidad interna alpha de Cronbach de .87 y .85, respectivamente, en los factores utilizados.
Escala hospitalaria de ansiedad y depresión. HADS por sus siglas en inglés, fue diseñada por Zigmond y Snaith en 1983, con la finalidad de identificar sintomatología de ansiedad y depresión. Este instrumento ha sido validado en México, integrado por los 14 ítems originales, distribuidos en sus dos sub escalas originales (ansiedad y depresión) con una escala de respuesta tipo Likert de cuatro puntos ―que va de 0 a 3―. La consistencia interna reportada en la validación para cada una de las sub escalas fue .82 y .78 para ansiedad y depresión respectivamente (Galindo Vázquez et al., 2015). A razón de los fines del presente estudio, se tomaron únicamente los ítems de la variable ansiedad (que en la muestra alcanzó un ɑ = .81).
Escala de inteligencia emocional de Schutte. SSREI por sus siglas en inglés, fue creada por Schutte y colaboradores en 1998 con el objetivo de medir el constructo de inteligencia emocional, con una consistencia interna global alpha de Cronbach igual a .90. La validación con la que se cuenta para población mexicana es la de Omar y colaboradores (2014) realizada en adolescentes y jóvenes latinoamericanos (de México, Argentina y Brasil), constituida por 25 ítems (de los 33 reactivos originales) agrupados en dos factores: 1) expresión y regulación de las emociones (ɑ = .74) y 2) usos de la emoción (ɑ = .86), la cual en el test-retest analizado obtuvo una confiabilidad alpha de Cronbach de .78. Este instrumento cuenta con una escala de respuesta de cinco puntos que va de “totalmente en desacuerdo” a “totalmente de acuerdo”. En la muestra utilizada en el presente documento, el alpha de Cronbach fue de .88. Cabe señalar que, para los fines del presente estudio, se invirtió la puntuación en la que, a mayor puntuación, mayores deficiencias en la regulación emocional.
Escala de Impulsividad de Plutchik. Para esta escala construida por Plutchik y van Praag (IS por sus siglas en inglés, 1989) para evaluar la variable impulsividad, se ha reportado una confiabilidad alpha de Cronbach de .73. En México, la validación realizada por Páez y colaboradores (1996) está constituida por los 15 ítems originales, con una escala de respuesta tipo Likert de cuatro puntos que van de “nunca” a “muy frecuentemente”, a excepción de algunos ítems en los que se invierte el valor de las respuestas (ítems 4, 6, 11 y 15). Esta versión del instrumento ha sido reportada con un alpha de Cronbach de .61 y, al eliminar el reactivo seis, de .66. En la muestra de la presente investigación, se obtuvo una confiabilidad interna (alpha de Cronbach) igual a .76.
Escala breve del cuestionario de impulsividad. UPPS por sus siglas en inglés, es una escala desarrollada por Keye y colaboradores (2009) con la finalidad de evaluar diferentes dimensiones del comportamiento impulsivo: urgencia (ɑ = .74), premeditación (ɑ = .73), perseverancia (ɑ = .75) y búsqueda de sensaciones (ɑ = .72). Este instrumento ha sido validado en población joven latinoamericana y española por Herdoiza-Arroyo y Chóliz (2018), con 19 ítems distribuidos en las cuatro dimensiones mencionadas (urgencia [ɑ = .72], premeditación [ɑ = .63], perseverancia [ɑ = .64] y búsqueda de sensaciones [ɑ = .72]). La UPPS tiene un formato de respuesta tipo Likert que va de “totalmente en desacuerdo” a “totalmente de acuerdo”. Para los fines de la presente investigación, únicamente se retomó la dimensión urgencia que mostró una adecuada confiabilidad interna (ɑ = .81).
Escala multidimensional de perfeccionismo de Frost. Este instrumento fue diseñado por Frost y colaboradores (MPS-F por sus siglas en inglés, 1990). La escala fue validada por primera vez para población adolescente mexicana por Franco Paredes y colaboradores (2010), la cual está conformada por 35 reactivos con una escala de respuesta tipo Likert de cinco puntos que va de “totalmente en desacuerdo” a “totalmente de acuerdo”, integrados en seis factores en la escala original (preocupación por los errores [ɑ = .86], organización [ɑ = .79], indecisión para la acción [ɑ = .72], estándares personales [ɑ = .69] y expectativas paternas [ɑ = .65]). Para los fines de la presente investigación, se retomaron los puntajes totales del factor “preocupación por los errores” e “indecisión para la acción” para medir el perfeccionismo desadaptativo, dado que teóricamente estos conceptos se han considerado para este tipo de perfeccionismo. Los coeficientes alphas de Cronbach de las sub escalas consideradas fueron de .90 y .80 respectivamente.
Medición de composición corporal. El IMC de los participantes fue obtenido a partir de la fórmula kg/m2, los estudiantes fueron medidos con un estadímetro SECA (portátil) y pesados en la báscula del analizador por bioimpedancia Inbody 270. En tanto al cálculo del porcentaje de grasa corporal (%GC) se consideró el dato calculado por el Inbody 270 por medio de electrodos táctiles tras considerar la talla de la persona.
Procedimiento y consideraciones éticas
El protocolo sustentante de la investigación fue desarrollado bajo las consideraciones éticas de la Declaración de Helsinki (The World Medical Association, 1964) y aprobado por el Comité de Ética del Instituto de Ciencias de la Salud (código: CEEI-00001-2019) Posteriormente, se solicitaron los permisos requeridos a cada una de las áreas académicas del instituto educativo, así como la invitación a los alumnos a través de un consentimiento informado. La aplicación de los cuestionarios se realizó en una sola sesión bajo la modalidad grupal, de manera virtual [a excepción de los grupos de medicina a quienes se les evaluó bajo la modalidad lápiz-papel, por razones de accesibilidad], en un tiempo promedio de 30 minutos dentro de aulas de cómputo del instituto educativo de la UAEH. Posterior a lo cual, se dirigió a los y las estudiantes a un cubículo para evaluar la CC (IMC y %GC), en primera instancia fueron medidos en el estadímentro SECA y posteriormente con el Inbody 270, con lo cual se finalizó la participación de los y las estudiantes.
Análisis de datos
El análisis de los datos sociodemográficos se realizó a través de la estadística descriptiva (porcentajes, medidas de tendencia central y de dispersión) con el paquete estadístico para las ciencias sociales (SPSS por sus siglas en inglés) versión 25. Mientras que los modelos hipotetizados se probaron a partir del modelamiento por ecuaciones estructurales (MEE), con el programa Structural Equation Program (EQS) para Windows en su versión 6.1. Estos análisis se corrieron con base en el método de máxima verosimilitud. Para el diseño de los diagramas, se fijó una variable en cada uno de los constructos (media igual a cero y varianza igual a uno), y se establecieron correlaciones entre cada una de las variables exógenas.
El ajuste de los modelos se realizó a partir de la consideración de la prueba de multiplicadores de Lagrange y el test de Wald (Hair et al., 2009). La valoración del grado de ajuste de los modelos utilizados se sustentó con base en: ji cuadrada (χ 2 ) no significativa (p > .05) y χ 2 /gl con un valor entre 1 y 2; así como con índices de ajuste normalizado (NFI), Tucker-Lewis (TLI), ajuste comparativo (CFI) y de bondad de ajuste (GFI); todos ellos iguales o mayores a .95. Asimismo, se consideró el valor del residuo cuadrático medio estandarizado (RMR) y el del error de aproximación cuadrático medio (RMSEA) con valores inferiores a .05; y el límite superior del intervalo de confianza de RMSEA con valores inferiores a .10 (Bentler, 2004; Mulaik, 2009; Tabachnick y Fidell, 2001). Además, para los análisis e interpretación de las correlaciones y efectos entre factores, dentro de los modelos ya ajustados, se estableció un nivel de significancia estadística al .05.
Resultados
Los datos descriptivos de la muestra total (584) denotaron que el 62.2 % (n = 363) de los y las estudiantes no presentaban sintomatología de naturaleza ansiosa, el 23.5 % (n = 137) reflejaron presentar síntomas que requieren una mayor examinación y el 14.4 % (n = 84) tuvieron puntajes indicativos de ansiedad significativa (lo anterior de acuerdo con los puntos de corte del HADS (Galindo Vázquez et al., 2015). En cuanto al índice de masa corporal de los jóvenes, se identificó que el 59.42 % se encontraron en normopeso, el 35.79 % con sobrepeso y obesidad (27.23 % y 8.56 %, respectivamente), mientras que en un 4.79 % se identificó con bajo peso.
Modelos por ecuaciones estructurales (MEE)
En primera instancia, se buscó probar el mejor ajuste de los dos modelos hipotetizados (A y B, ver Figura 1). Cabe reiterar que las puntuaciones del EADES y la SSREI (para medir ingesta emocional e inteligencia emocional, respectivamente) fueron invertidas con el objetivo de que todos los coeficientes obtenidos fuesen positivos respecto a presentar la variable medida. La identificación del modelo potencialmente explicativo se logró a partir de la comparación de los índices de bondad de ajuste iniciales de los senderos hipotetizados. Dicha contrastación se alcanzó con la normalización multivariada de los datos en la muestra, con base en el coeficiente de Mardia (< 3). Para poder realizar la normalización, se partió de considerar una muestra aleatoria de 330 participantes (con el propósito de tener un tamaño de muestra adecuado para el tipo de análisis a realizar (MEE, Kline, 2005), de la cual, por los cálculos efectuados del coeficiente de Mardia, fue necesario eliminar 25 casos para finalmente obtener una muestra normalizada de 305 participantes (235 mujeres y 70 hombres) con un coeficiente de Mardia de .91.
El modelo A (χ 2 = 38.11, p < .05, gl = 32, TLI = .57, CFI = .69, RMSEA = .19) tuvo inicialmente mejores valores que el B (χ 2 = 47.30, p < .05, gl = 32, TLI = .46, CFI = .62, RMSEA = .21). Sin embargo, previo a descartar el modelo B, éste se intentó ajustar, a partir de las sugerencias de la prueba de los multiplicadores de Lagrange y el test de Wald, con los cuales se lograron mejoras en los índices de bondad de ajuste; no obstante, no se logró obtener una χ 2 no significativa, necesaria para considerar con un adecuado ajuste del modelo (Bentler, 2004; Mulaik, 2009; Tabachnick y Fidell, 2001). Por lo tanto, únicamente el modelo A -en el que la AE fungió como variable mediadora entre los factores psicológicos y la CC- fue terminado de ajustar en la muestra, y el cual, cabe mencionar, únicamente requirió para su ajuste de la consideración del test de Lagrange. A través de lo cual, se obtuvieron medidas de ajuste adecuadas (χ 2 = 37.38, gl = 26, p = .07, NFI = .97, TLI = .98, CFI = .99, GFI = .98, SRMR = .03, RMSEA = .04). (Ver Figura 2).
Nota: IED = regulación emocional deficiente, IMP = impulsividad, PD = perfeccionismo desadaptativo, PE = preocupación por los Errores, IA = indecisión para la acción, ACE = alimentación por compensación emocional, ICAE = ineficacia en la conducta alimentaria emocional, DCAE = desconfianza en la conducta alimentaria emocional; * p < .05. NFI = .97, TLI= .98, CFI = .99, GFI = .98, SRMR = .03, RMSEA = .04 con un intervalo de confianza (.00- .06).
Figura 2 Modelo predictivo de la CC a través de la AE en la muestra total (N = 305)
De acuerdo con la versión final del modelo con la muestra de las y los estudiantes universitarios (ver Figura 2), el factor psicológico tuvo un efecto causal del 45 % en la ingesta emocional, mientras que este tipo de ingesta explicó el 5 % de la composición corporal adicional. En tanto al análisis de senderos significativos en el modelo, se encontró que la regulación emocional deficiente y la impulsividad predijeron una mayor CC (β = .23, p < .05). De esta manera, se puede apreciar que una mayor deficiencia en la regulación emocional -asociada con mayores niveles de ansiedad y perfeccionismo desadaptativo- tiene un efecto conjunto sobre una mayor alimentación emocional (β = .18, p < .05), así como una mayor impulsividad -relacionadas a mayores puntajes de ansiedad y perfeccionismo desadaptativo- representa un efecto significativo en este tipo de ingesta, e incluso, en mayor medida que la regulación emocional deficiente (β = .56, p < .05).
Discusión
La alimentación emocional se ha encontrado como un comportamiento alimentario disfuncional vinculado principalmente con el exceso de peso. No obstante, aún es limitada la información que se tiene con respecto al rol de la composición corporal, así como sobre los mecanismos psicológicos que le subyacen. Por esta razón, el objetivo de la presente investigación fue analizar los efectos en modelos empíricos de las variables psicológicas -ansiedad, impulsividad, regulación emocional deficiente y perfeccionismo desadaptativo- y la composición corporal (IMC y %GC) en la AE de jóvenes estudiantes universitarios a través de un análisis de MEE que permita contribuir a sentar las bases de programas futuros de intervenciones eficaces y de relevancia social. Por lo que el presente trabajo representa una contribución a la extensión del conocimiento de las variables subyacentes de la AE y del rol que puede ejercer sobre problemas de peso.
Los resultados obtenidos en la presente investigación demostraron que la AE tiene un papel mediador entre los factores psicológicos y la CC. Por lo que se encontró una congruencia parcial con la teoría psicosomática en tanto al papel que tienen la inteligencia emocional deficiente y la impulsividad sobre la ingesta emocional como forma de afrontar el malestar emocional. También en cuanto a este tipo de alimentación desregulada como un factor que puede llevar a un incremento o mantenimiento del exceso de peso (Kaplan y Kaplan, 1957).
Sin embargo, no se encontró evidencia para la hipótesis sobre el rol mediador de la CC en los datos del presente estudio a través del análisis de MEE. Esto podría sustentarse a partir de lo que señalan Macht y Simons (2011) sobre los grados o niveles de AE, puesto que, de acuerdo con estas autoras, en función del tipo de AE que se tenga podrá llegarse o no al exceso de peso. Ya que, como se recordará, para estas autoras el tercer grado de ingesta emocional se encuentra en episodios de atracón o incluso el desarrollo del trastorno por atracón, el cual ha sido vinculado estrechamente con la obesidad.
Por otra parte, habrá personas que se mantengan en un primer o segundo nivel de AE, en los que los episodios de ingesta como forma de modular los estados emocionales son únicamente ocasionales o incluso habituales, sin que necesariamente tengan un impacto aparente en su peso (Macht y Simons, 2011). En sintonía con ello, Nguyen-Rodríguez y colaboradores (2008) tampoco reportaron que el IMC fungiera como variable mediadora entre el estrés y la AE, que contrario a lo hipotetizado, la mayor parte de los comedores emocionales presentaron normopeso (66 %).
Si bien la teoría psicosomática (Kaplan y Kaplan, 1957) propone como población vulnerable para la AE a aquellas personas con obesidad, empíricamente las diferentes investigaciones (Crockett et al., 2015; Pink et al., 2018; Wilkinson et al., 2018) han probado modelos explicativos de la ingesta emocional con esquemas de senderos que plantean -al igual que la presente investigación- a la AE como mediadora entre factores psicológicos e indicadores de composición corporal. Sin embargo, en el presente estudio la capacidad predictiva de la ingesta emocional sobre los índices de CC se identificó con una magnitud débil.
De acuerdo con Altheimer y Urry (2019), una variación individual que puede presentarse en la AE es en cuanto al nivel de AE, específicamente si se cae en atracones objetivos o subjetivos, puesto que para lograr el decremento de malestar una persona podría no necesariamente “atracarse”, lo cual explicaría que el efecto de la ingesta emocional no sea tan grande en su IMC y %GC. A razón de lo anteriormente examinado, se reflejó que únicamente quienes tienen una AE de nivel tres reflejan un impacto en su composición corporal, al denotar una conducta de naturaleza compulsiva (Macht y Simons, 2011). Esto en contraste con el nivel uno y dos, que hacen alusión a una ingesta emocional ocasional y más habitual, respectivamente, sin llegar al atracón objetivo.
Conclusiones
Respecto a las influencias de los factores psicológicos en la AE de los y las estudiantes universitarios, se concluyó que puntajes más altos de impulsividad y de regulación emocional deficiente (relacionados con el resto de variables psicológicas) tienen un efecto significativo en la AE y este tipo de ingesta puede predecir una mayor CC. Estos hallazgos coinciden con el efecto reportado en el estudio de Rose y colaboradores (2018) en población adolescente. De igual forma, en el estudio reciente llevado a cabo en población joven (Izydorczyk et al., 2019), se mostró que la impulsividad era el predictor más fuerte en contraste con el mostrado por los factores de autoestima y resiliencia. Shope junto con otros investigadores (2020) también evaluaron la impulsividad (específicamente frente a estados emocionales desagradables) y reportaron que este tipo de comportamiento es un predictor relevante para la alimentación desregulada en estudiantes universitarios. Relacionado con ello, otros autores han señalado que, específicamente, la dimensión de urgencia negativa es la principal predictora de alteraciones alimentarias, en contraste con otros tipos de comportamientos impulsivos (Davis-Becker et al., 2014; Miller et al., 2003).
La capacidad predictiva de la impulsividad en la AE puede comprenderse al retomar el estudio llevado a cabo por Elfhag y Morey (2008), quienes reportaron que la ingesta emocional está vinculada con los rasgos de personalidad del neuroticismo, que involucra a la impulsividad. Adicionalmente, Bourdier y colaboradores (2018), a razón de sus hallazgos, concluyeron que la impulsividad frente a estados desagradables -o también denominada urgencia- se observaba principalmente en quienes tienen una sobreingesta de alimentos ante emociones desagradables.
En cuanto al hallazgo del efecto significativo pero débil de la variable de regulación emocional deficiente (β = .18) en la AE de la muestra, es consistente con el estudio realizado por Zysberg (2018), quien corroboró un efecto directo y negativo entre la regulación emocional deficiente y la AE. Es importante la inclusión de esta variable psicológica, puesto que una las características que pueden subyacer a la ingesta emocional es una pobre conciencia interoceptiva (Konttinen, 2020); es decir, una pobre capacidad para distinguir las sensaciones corpóreas de las emocionales. Asimismo, puede ser comprendido a través del modelo de neurociencia afectiva (Silva, 2008), el cual señala que la AE es el resultado del grado de diferenciación emocional que se tenga al afrontar una situación percibida como generadora de malestar emocional, en lo cual estarían implícitas las habilidades consideradas en la definición de la regulación emocional, como la evaluación, la expresión, la regulación y el uso de emociones (Salovey y Mayer, 1990). El presente trabajo representa una contribución a la extensión del conocimiento de las variables subyacentes de la emocional y el rol que puede ejercer sobre problemas de peso.
Las limitaciones que estuvieron inmersas en el presente trabajo fueron la naturaleza transversal del estudio y el tipo de muestra (no clínica y específica; universitarios del área de la salud por selección no probabilística), por lo que se sugiere realizar estudios de corte experimental que permitan continuar la delimitación de la concepción de ingesta alimentaria. Además, se considera pertinente evaluar los modelos probados en estudios de tipo longitudinal que permitan analizar el grado de mantenimiento de los efectos de las variables reportadas y utilizar el modelo comprobado en poblaciones clínicas (personas con algún tipo de trastornos alimentarios y de la ingestión de alimentos, individuos exclusivamente con obesidad o con síndrome metabólico), con afecciones que han sido vinculadas con la ingesta emocional. Esto con la finalidad de conocer si la AE, la CC y los factores psicológicos muestran un patrón similar de comportamiento al ocurrido en una muestra comunitaria. De igual modo, sería pertinente diseñar y poner a prueba la eficacia de un programa preventivo dirigido a jóvenes universitarios que se encuentran en la etapa inicial de su formación académica, que contemple el entrenamiento de habilidades reguladoras de la impulsividad, que favorezca una mayor regulación emocional -en tanto a la identificación, reconocimiento y manejo efectivo de las emociones- y que les permitan desarrollar habilidades para el afrontamiento funcional ante la experimentación de afectos desagradables y, con ello, prever futuras afecciones a la salud física y mental de los y las estudiantes.
