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A casi cuatro décadas de la aparición formal de la bulimia nerviosa (BN) en el Manual Diagnóstico y Estadístico de los Trastornos Mentales (DSM, por siglas en inglés) de la Asociación Americana de Psiquiatría (APA, por sus siglas en inglés, 1980), este trastorno alimentario (TA) ha propiciado un sin fin de investigaciones: en sus inicios para corroborar su estatus diferencial con la anorexia nerviosa (AN), posteriormente con el propósito de identificar causas y consecuencias para desarrollar programas de intervención adecuados para atender esta psicopatología y, por supuesto, para la identificación de los síntomas de la BN donde los cuestionarios de autoinforme son una de las vías más utilizadas quizá debido a su practicidad y economía. Por otra parte, de la población mundial 7.8% es hispanohablante, lo que representa 567 millones de personas y se calcula que para 2050 esta cifra se elevará, además, el español es el segundo idioma de comunicación a nivel internacional (Fernández, 2017; García, 2016). Por ello, a casi 40 años de la formalización de la BN, el objetivo del presente estudio fue describir los cuestionarios para evaluar en población de habla hispana los síntomas de BN.
Antecedentes históricos breves de la bulimia nerviosa
Aun cuando se ha referido que los antecedentes de la BN se remontan a la antigua Grecia (a.C., Crichton, 1996), fue hasta el siglo XX que toman interés clínico y de investigación (Habermas, 1985) cuando el psiquiatra Albert Stunkard en 1959 describió por primera vez un síndrome caracterizado por una conducta central: urgencia de sobrealimentarse y episodios de voracidad; que en alusión a la conducta de ingestión veloz y amplia de alcohol (binge drinking, en inglés; Martínez, 2009; Wechsler, 2002) se denominó en el campo de los TA como atracón (binge eating, en inglés). Dos décadas después el psiquiatra Gerald Russell (1979) delineó los primeros criterios clínicos de lo que él reconoció como una variante ominosa de la AN, los cuales se centraban en tres aspectos: 1) necesidad urgente e incontrolable de sobrealimentarse; 2) presencia de episodios de voracidad seguidos de autoinducción del vómito o uso de purgantes; 3) presencia de un gran miedo a engordar (Russell, 1979, 2004). Estos criterios se publicaron en un manuscrito que representó la formalización de la BN (Russell, 1979); un año más tarde, estos criterios -con cambios menores- se publicaron en el DSM-III (APA, 1980) con la denominación "Bulimia", lo que tuvo un impacto importante sobre la producción científica y clínica sobre esta psicopatología. Así, en esa misma década, una revista para mujeres publicó los síntomas centrales del trastorno e invitó a mujeres a participar en una investigación científica; se refiere que acudieron al menos 1000 mujeres, de las cuales casi 50% (499) cumplían con los criterios para BN, quienes además tenían importante comorbilidad psiquiátrica, hecho que permitió visualizar la magnitud del trastorno recién formalizado (Fairburn y Cooper, 1982).
De 1980 a 2013, se han publicado o, en su caso, actualizado, distintas versiones del DSM: 1980-DSM-III; 1987 DSM-III-R; 1994 DSM-IV; 2000 DSM-IV-R; 2013 DSM-5. Una de las principales modificaciones en dichas versiones, fue el cambio del término Bulimia por "Bulimia Nerviosa", quizá el adjetivo permite precisar que se alude a un estado mental o emocional y no a una afección meramente biológica (Hernández, 2011); otro cambio relevante se reflejó en los criterios diagnósticos, en su precisión, ampliación o inclusión de nuevos criterios, con el objetivo de realizar un diagnóstico más adecuado. Así, 39 años de investigaciones, han permitido puntualizar los siguientes criterios diagnósticos: 1) recurrentes episodios de atracón, en estos se considera el consumo de una cantidad de alimentos superior al que consumiría cualquier persona bajo las mismas circunstancias y durante un lapso de dos horas; 2) realización de conductas compensatorias (p.ej., vómito, laxantes, diuréticos, ejercicio en exceso) como métodos para prevenir o evitar la ganancia de peso. Tanto los episodios de atracón como las conductas compensatorias deben realizarse una vez por semana en los tres últimos meses; 3) autoevaluación excesivamente enfática en la forma y peso corporal; 4) gravedad con base al número de episodios realizados en una semana; 5) recuperación total o parcial de acuerdo con el tiempo y presencia de síntomas. Aunque, se tiene la certeza de que todavía falta precisar algunos elementos, que las mismas investigaciones permitirán afinar.
Además de estos breves antecedentes históricos de la BN, es importante mencionar otros aspectos de relevancia clínica de este trastorno. Su prevalencia mundial es de 0.3% - 7.3% (DSM-5, APA, 2013; Makino, Tsuboi y Dennerstein, 2004; Portela, da Costa, Mora y Raich, 2012); aunque en Hispanoamérica, existen escasas investigaciones, se ha referido que para México la prevalencia es de 0.24% (Mancilla-Díaz y Gómez-Peresmitré, 2006), mientras que para algunas regiones de España es de 1.0 - 2.9% (Olesti et al., 2008; Peláez, Labrador y Raich, 2007; Rojo et al., 2003).
Entre sus factores de riesgo, se destacan los siguientes: I) población entre los 10 y 24 años de edad (Keski-Rahkonen et al., 2009; Portela et al., 2012); II) presentar sobrepeso, ansiedad o depresión (Borda, Celemín, Celemín, Palacios y Majul, 2015); III) insatisfacción corporal (Borda et al., 2015; Portela et al., 2012). Respecto a la evolución de la BN, se sabe que entre 25 y 45% de los pacientes no se recuperan del trastorno (Keski-Rahkonen et al., 2009; Rava y Silber, 2004a, b); de las que se recuperan (en seguimientos hasta de 10 años), un tercio de ellas presentan recaídas (Rava y Silber, 2004b). El índice de mortalidad de la BN es aproximadamente del 6% (Fairweather-Schmidt y Wade, 2016). De este modo, el diagnóstico temprano de la BN es imperante para los profesionales de la salud, por tanto, es necesario identificar los cuestionarios útiles -científicamente- para evaluar o tamizar los síntomas de la BN, concretamente para población de habla hispana.
Descripción de cuestionarios para evaluación de los síntomas de la BN
Entre las formas para detectar los síntomas de la BN, se encuentra la observación, los registros, la entrevista y los cuestionarios de autoinforme, entre otras. Siendo los cuestionarios la forma más práctica, debido a que permiten optimizar recursos económicos, humanos y de tiempo. En este estudio se clasificó a los cuestionarios en tres tipos: 1) aquellos que tienen como objetivo principal la detección (tamizaje o screening) de síntomas de la BN, como son: el Test de Bulimia (Smith y Thelen, 1984), el Test de Investigación Bulímica de Edimburgo (Henderson y Freeman, 1987), el Cuestionario de Patrones de Alimentación y Peso (Spitzer, et al., 1992), y el Sick, Control, Outweight, Fat, Food Questionnaire que aunque no cuenta con una traducción al español se podría identificar como Cuestionario de Enfermedad, Control, Sobrepeso, Obesidad y Comida (Morgan, Reid y Lacey, 1999); 2) los que consideran los síntomas de la BN como parte de la evaluación de diversas dimensiones como es el Inventario de Trastornos Alimentarios (EDI por sus siglas en inglés; Garner, Olmstead y Polivy , 1983) y el Cuestionario de Evaluación de Trastornos Alimentarios (EDE-Q por sus siglas en inglés; Fairburn y Blegin, 1993); y 3) aquellos que ayudan a familiares y/o cuidadores en el proceso de evaluación, como es el Cuestionario de Observación de la Conducta Bulímica (Dúo, Sepúlveda, León, Pastor y López, 2015). A continuación, se describen los instrumentos antes mencionados.
Test de Bulimia (BULIT)
El objetivo del BULIT es identificar síntomas de BN en población general, mediante 32 reactivos con cinco opciones de respuesta en escala tipo Likert, aunque consta de 36 reactivos, se excluyen cuatro para la sumatoria. Este instrumento se diseñó en la Universidad de Missouri en Columbia, Estados Unidos, por Smith y Thelen (1984).
La construcción de los reactivos de BULIT se realizó con base a los criterios del DSM-III. De acuerdo con los análisis estadísticos para su validación, se encontró que el BULIT cuenta con confiabilidad de estabilidad temporal, mediante la técnica del test-retest (r = .87, p < .001), así como validez de criterio (Binge Scale r = .93, p < .001; Eating Attitude Test [EAT] r = .68, p < .001); y de constructo con la técnica del análisis factorial exploratorio (AFE), el cual derivó cinco factores: 1) Conducta de Sobreingesta, 2) Sentimientos Negativos Posteriores a la Sobreingesta, 3) Vómito, 4) Preferencias Alimentarias, y 5) Fluctuaciones en el Peso, factores que en conjunto explicaron 39.5% de la varianza. Además, los autores señalaron una especificidad de 89% y una sensibilidad de 64%, asimismo, sugieren un punto de corte (PC) de 102 como predictor de la BN. A partir de lo anterior, Smith y Thelen (1984) concluyeron que el BULIT es un instrumento de tamizaje objetivo, confiable y válido para identificar sintomatología de BN en población estadounidense.
Ocho años después del trabajo de Smith y Thelen (1984), se publicó la primera traducción, adaptación y validación del BULIT para población de habla hispana, la cual estuvo a cargo de Mora (1992), quien en una muestra de estudiantes españolas, analizó la validez de criterio (concurrente) correlacionando las puntuaciones del BULIT con las del EAT (r = .52, p < .001) y con la subescala Bulimia del (EDI; r = .75, p < .001); y para la validez de constructo se realizó un AFE que derivó siete factores: 1) Dieta y Sentimientos Negativos Después de una Sobreingesta; 2) Sobreingesta; 3) Preferencias Alimentarias Durante el Atracón,; 4) Irregularidades Menstruales: 5) Vómito; 6) Fluctuaciones del Peso; 7) Abuso de Laxantes y Diuréticos o ambos, que explicaron 58.6% de la varianza. Con este estudio se demostró que el BULIT es un cuestionario transcultural útil, aunque la composición estructural para población española fue diferente de la encontrada para norteamericanos.
Posteriormente, Alvarez, Mancilla y Vázquez (2000) adaptaron y aportaron evidencias de las propiedades psicométricas del BULIT en adolescentes y adultas-jóvenes mexicanas, analizaron la consistencia interna para una muestra de población general (Alfa = .88; [r = .80, Guttman = .86]) y para una muestra clínica (Alfa = .84); en tanto que, para la validez de constructo con un AFE, se encontró una estructura de tres factores: 1) Sobreingesta y Sensación de Pérdida de Control sobre la Alimentación, 2) Sentimientos Negativos Posteriores a la Sobreingesta, y 3) Conductas Compensatorias. Esta estructura trifactorial explicó 33.2% de la varianza; otra evidencia aportada, fueron las diferencias grupales consistentes con la teoría, ya que las mujeres con TA obtuvieron puntuaciones significativamente mayores en comparación con las controles (t = 8.9 [98], p < .05). En este mismo año, Alvarez (2000) probó que el PC = 85, tiene 97% de especificidad y 79% de sensibilidad para detectar casos con BN. De este modo, las evidencias empíricas comprobaron que el BULIT también es un cuestionario adecuado para población mexicana, no obstante, la estructura factorial encontrada fue diferente de la población norteamericana y de la española.
Vázquez, Jiménez y Vázquez-Morejón (2007) re-evaluaron algunas propiedades psicométricas del BULIT en pacientes españoles que acudían a centros de salud mental, y encontraron excelente confiabilidad (consistencia interna, Alfa = .93; y de estabilidad temporal, r = .83, p < .05) y validez de criterio concurrente) con el EAT (r = .38, p < .001), en tanto que la evidencia a favor de la validez de constructo fue el cálculo de diferencias entre pacientes con y sin TA (t = 11.9 (56), p < .01). Más recientemente, como parte de un estudio principal, Bautista (2015) mostró la consistencia interna (Alfa = .90) del BULIT en pacientes mexicanos con obesidad, candidatos a cirugía bariátrica, con un rango de edad entre 21 y 60 años de edad. Por tanto, durante casi tres décadas se ha generado evidencia de la utilidad del BULIT, no sólo para personas de Norteamérica, también para población española y mexicana.
Test de Bulimia Revisado (BULIT-R)
Con la actualización del DSM-III-TR (APA, 1987) también se precisaron los criterios para la BN, por tal motivo Thelen, Farmer, Wonderlick y Smith (1991) revisaron y reformularon el instrumento propuesto siete años atrás y lo denominaron BULIT-R, mismo que quedó compuesto por 36 reactivos aunque sólo se usan 28 para calcular la sumatoria; se demostró su capacidad para discriminar entre pacientes con y sin TA (t = 16.4 (46), p < .001); excelente consistencia interna para una muestra clínica (Alfa = .97), excelente estabilidad temporal para población general o comunitaria (r = .95, p < .001) y se estableció un PC = 104 para detección de síntomas de BN. En tanto que, para evaluar la validez, un AFE derivó cinco factores: 1) Atracón/ Control, 2) Medidas Radicales para Pérdida de Peso e Imagen Corporal, 3) Laxantes y Diuréticos, 4) Vómito, y 5) Ejercicio, aunque se destaca que en esta composición el factor 5, sólo cuenta con dos reactivos. Esta versión se probó en diferentes poblaciones de Estados Unidos y se demostraron adecuadas propiedades psicométricas (Brelsford, Hummel y Barrios, 1992; Welch, Thompson y Hall, 1993). Incluso se probó su adecuación para los criterios del DSM-IV (APA, 1994) ya que en estos criterios se incluyó la misma frecuencia para las conductas compensatorias y el atracón. Los resultados mostraron una excelente confiabilidad (Alfa = .97) y el PC = 104, presentó una sensibilidad de 90% y una especificidad de 96% (Thelen, Mintz y Vander Wal, 1996). Como un dato adicional, se encontró una asociación casi perfecta entre el BULIT y el BULIT-R (r = .99; Thelen et al., 1991); lo que demuestra que ambas versiones son útiles para predecir los síntomas de la BN.
Para el 2006, Fernández, Malacrne, Wilfley y Mc-Quaid, evaluaron las propiedades psicométricas del BULIT-R en una población que incluía una submuestra de latinas (mexicanas, puertorriqueñas y cubanas, n = 632). Los autores reportaron para esta muestra, una adecuada consistencia interna (Alfa = .93) y el análisis factorial confirmatorio (AFC) reveló una estructura de seis factores: 1) Conductas Extremas para Control de Peso (imagen corporal), 2) Atracón, 3) Control, 4) Laxantes y Diuréticos, 5) Vómito, y 6) Ejercicio, que en conjunto explican 57% de la varianza y con adecuado ajuste del modelo (X2 = 2929.1; CFI = .77; RMSEA = .07), lo que confirmó su utilidad para población latina. Específicamente, para población puertorriqueña, Philippi y Lora (1999) encontraron una consistencia interna adecuada del BULIT-R (Alfa = .84) para estudiantes varones y mujeres procedentes de secundarias y preparatorias, tanto de instituciones públicas como privadas. En cuanto a muestras de varones, Reyes-Rodríguez et al. (2011) como parte de un estudio mayor, reportaron que la confiabilidad del BULIT-R en universitarios puertorriqueños fue adecuada (Alfa = .89) para dicho estudio utilizaron un PC = 91, ya que previamente se había demostrado que esta puntuación es útil para población puertorriqueña (Reyes, Rosselló y Calaf, 2005).
Por otro lado, como parte de un trabajo de tesis de maestría Berrios-Hernández (2005), encontró para una muestra de universitarias de Granada, España (N = 200), alta confiabilidad del BULIT-R (Alfa = .93) y el AFC derivó una estructura de cuatro factores con 47.8% de la varianza explicada (1. Preocupación por el Peso, 2. Atracón y Falta de Control sobre la Alimentación, 3. Diuréticos y 4. Laxantes), no obstante, los dos últimos factores sólo incluyeron dos ítems. Dos años más tarde, Berrios-Hernández et al. (2007) re-evaluaron en universitarias de Granada, España (n = 200) algunas propiedades del BULIT-R. Encontraron excelente consistencia interna (Alfa = .94), sin embargo, debido a que el modelo no presentó un adecuado ajuste vía el AFC, los autores optaron por realizar un AFE, y se replicó la estructura factorial de cuatro dimensiones propuesta dos años atrás.
Test de Investigación Bulímica de Edimburgo (BITE, por sus siglas en inglés)
En el mismo año que se publicó el DSM-III-R (APA, 1987) también se construyó en el Reino Unido el Test de Investigación Bulímica de Edimburgo (BITE, por sus siglas en inglés; Henderson y Freeman, 1987). Consta de 33 reactivos y su objetivo es evaluar aspectos cognitivos y conductuales de la BN, mismos que componen dos subescalas: Síntomas (30 reactivos) y Severidad (tres reactivos). Con una muestra clínica y sus controles, se demostró una alta confiabilidad para la subescala Síntomas (Alfa = .96), mientras que para la escala de Severidad fue baja (Alfa = .62), se identificaron tres posibles explicaciones para la baja confiabilidad de la subescala de Severidad: 1) la inestabilidad de la subescala debido a su composición (tres reactivos); 2) la muestra de validación incluyó participantes con y sin presencia de atracón; y 3) la escala de respuesta multi-opción.
No obstante, el BITE posee adecuada estabilidad temporal, tanto para casos sin síntomas (r = .86, p < .001), como para los casos clínicos (r = .68, p < .05). En cuanto a la validez, posee la relacionada al criterio: de tipo concurrente con la subescala Atracón del EDI (r = .67, p < .001) y con la subescala Atracón del EAT (r = .68, p < .001). Para aportar evidencias a favor de la validez de constructo, se demostraron los efectos de intervención en la reducción de las puntuaciones del BITE, con evaluaciones pre y post tratamiento, M = 33.8 (DE = 5.97) y M = 8.29 (DE = 6.0) y con un valor t = 3.78 (26), p > .001, lo que demuestra la sensibilidad del BITE para evaluar dichos efectos. Asimismo, se propuso un PC total = 25, el cual indica patrón de comportamiento alimentario anómalo, en tanto que para la subescala de síntomas el PC = 20 indica presencia de atracón y un PC = 5 para severidad revela un nivel clínicamente relevante (Henderson y Freeman, 1987).
Para población española se realizó la traducción y adaptación al castellano del BITE y se demostraron algunas de sus propiedades psicométricas (Rivas, Bersabé y Jiménez, 2004); la muestra de validación (n = 1122) era procedente de la población general (estudiantes de escuelas públicas y privadas) e incluyó 59.6% de mujeres y 40.4% de varones. Se demostró por medio de un AFE, la estructura bifactorial, así para el factor o subescala de Síntomas se encontró que explica 19.8% de la varianza, mientras que para la subescala de Gravedad la varianza explicada fue mayor (39.5%). La confiabilidad de la subescala de Síntomas fue buena (Alfa = .82), pero fue baja para la subescala de Severidad (Alfa = .63), además se estableció un PC =19 para la escala de Síntomas y un PC = 12 para Gravedad. Finalmente, los autores demostraron la capacidad del BITE para evaluar la tendencia descendente de las puntuaciones entre pacientes con y sin TA respecto a las dos subescalas (Prueba de Jonckheere-Terpstra, p < .001). En otro estudio Fonseca-Pedrero, Sierra-Baigrie, Paino, Lemos-Giráldez y Muñiz (2011) en población general de estudiantes adolescentes de diversas regiones de España (n = 1794, varones y mujeres), pertenecientes a zona urbana o rural y de diferentes estratos socioeconómicos y con un rango de edad entre los 12 y 19 años, encontraron una mejor confiabilidad para las dos subescalas del BITE (Alfa = .95 Síntomas, .70 Severidad). Con el AFC, se comprobó el modelo unidimensional con adecuados índices de ajuste (χ2 = 1337.3, gl = 405, p < .001; CFI = .98; GFI = .92; RMSEA = .05). Además, se demostró la invarianza de dicho modelo a través del sexo y la edad, lo que significa que el BITE puede interpretarse con los mismos PC independientemente, de las dos variables.
En Colombia, se evaluó una versión breve del BITE (15 reactivos, sólo de la escala de síntomas) en universitarios, se encontró que esta versión breve posee adecuada consistencia interna (Alfa = .84), y validez de constructo con el AFE, el cual derivó tres subescalas con cinco reactivos cada una (Hábitos Alimentarios, Pérdida de Control y Consecuencias), así como adecuada sensibilidad y especificidad (83%) para detectar casos con BN y un PC = 5 para esta población (Rueda-Jaimes, Camacho y Rangel-Martínez, 2009).
Para población mexicana sólo un estudio ha sometido a prueba, las propiedades psicométricas del BITE, el cual se llevó a cabo con universitarias del Estado de Hermosillo, Sonora y Ciudad Guzmán, Jalisco, dicha muestra incluyó pacientes con diagnóstico de BN y trastorno por atracón (TPA; Franco et al., 2010). Se encontró adecuada consistencia interna (n = 200); para la muestra total (Alfa = 90) y para los dos estados (Alfa = .85, .83, respectivamente); y con la técnica de mitades con su corrección (r = .77; .77; .70; respectivamente). Para la validez de constructo, se demostró la de tipo concurrente con el EAT (r = .42, p < .05), además establecieron los siguientes PC (Total = 21, Síntomas = 15, y Severidad = 6) ya que estas puntuaciones logran un equilibrio entre sensibilidad y especificidad como predictores de la BN.
Existe una validación para población costarricense (estudiantes de secundaria), la cual confirma las adecuadas propiedades del BITE; consistencia interna adecuada para Síntomas (Alfa = .86) y aceptable para Severidad (Alfa = .76), en tanto que para la validez el AFE arrojó nueve factores pero los investigadores consideraron que sólo los dos primeros eran relevantes y aunque se refiere que se realizó un AFC, no se muestran los índices de ajuste, sólo cargas factoriales de los ítems correspondientes a un factor denominado Sintomatología (Barrantes, Bolaños, Collins, Ferreto y García, 2015).
Cuestionario de Patrones de Peso y Alimentación Revisado (QEWP-R, por sus siglas en inglés)
Paralelamente, a la publicación del DSM-IV-TR (APA, 1994) donde se precisaban los criterios para BN, también se realizaba investigación para un cuadro de síntomas donde el criterio central era el atracón y al cual se nombró trastorno por atracón (BED, por sus siglas en inglés), ante ello investigadores de la Universidad de Columbia, Estados Unidos, desarrollaron y validaron un cuestionario de autoinforme, el Cuestionario de Patrones de Peso y Alimentación (QEWP, por sus siglas en inglés) el cual tiene el objetivo de evaluar la sintomatología del TPA y de la BN (Spitzer et al., 1992; Spitzer et al., 1993). Johnson, Grieve, Adams y Sandy (1999) realizaron una adaptación del lenguaje para crear una versión para adolescentes (QEWP-A) y otra para padres (QEWP-P), aunque se destaca que se obtuvo un índice de acuerdo bajo entre estas versiones (Kappa = .25; n = 200). Para la versión de adolescentes se demostró la validez de constructo al encontrar diferencias significativas (p < .05) entre los pacientes con y sin TPA, tanto con el QEWP-A, como con el Inventario de Depresión Infantil (CDI, por sus siglas en inglés; Kovacs, 1982) y con el Test de Actitudes Alimentarias versión infantil (ChEAT-26, Maloney, McGuire, Daniels y Specker 1989).
En una muestra mexicana procedente de clínicas para reducción de peso, estudiantes universitarios y pacientes que acuden a diagnóstico de TA, López, Mancilla, Vázquez, Alvarez y Franco (2011) evaluaron las propiedades psicométricas del QEWP-R y encontraron adecuada validez de criterio de tipo concurrente, por medio del coeficiente de acuerdo (Kappa = .60) entre el QEWP-R y la Entrevista para Trastornos Alimentarios versión IV (IDED-IV; por sus siglas en inglés; Kutlesic, Williamson, Gleaves, Barbin y Murphy-Eberenz, 1998), mientras que cuando se correlacionaron los reactivos del QEWP que se equiparan con las tres subescalas del BULIT se encontró un rango de correlaciones Eta entre η = .41 y .65. Asimismo, se encontró una correlación Eta entre los reactivos que evalúan el atracón y el IMC (η = .86). Además, se demostró que el QEWP-R, es capaz de discriminar al 83.3% de los casos en riesgo para desarrollar TPA o BN.
A partir de los estudios previamente mencionados se observa que el QEWP cuenta con un alto valor de discriminación para detectar casos de BN, sin embargo, existe evidencia que sugiere usar con precaución este instrumento para la identificación de la sintomatología de BN, ya que tiene bajos índices de acuerdo con otros cuestionarios para TA, una correlación alta con el IMC y se destina a la evaluación directa del TPA.
Sick, Control, Outweigh, Fat, Food Questionnaire (SCOFF)
La encuesta SCOFF fue desarrollada por Morgan et al. (1999) y se deriva de grupos focales en los que participaron pacientes y especialistas en TA de Londres, Inglaterra. Los autores reportan que es un cuestionario de tamizaje que ayuda a detectar sintomatología asociada a la AN y BN, misma que está conformada por cinco preguntas. Como se mencionó antes, este cuestionario no cuenta con una traducción al español, pero sus siglas corresponden a lo que evalúa cada uno de los reactivos (enfermedad, control, sobrepeso, obesidad, y comida) con respuestas dicotómicas (Si/No), a la respuesta "Si" se le otorga un punto y al "No" ninguno, si la sumatoria de las cinco preguntas es mayor o igual a dos indica un posible caso de AN o BN. Morgan et al. mostraron que en una muestra de mujeres (AN o BN, n = 116; controles, n = 96) de entre 18 y 40 años, quienes contestaron el SCOFF de forma oral, se encontró una sensibilidad del 100% y especificidad de 87.5%. Por lo que los autores concluyeron que el SCOFF es un instrumento altamente efectivo para detectar sintomatología asociada a los TA, además de que es simple, de fácil aplicación y calificación.
Para el año 2005 García-Campayo et al. publican la adaptación y evaluación de propiedades psicométricas del SCOFF en población española, para lo cual participaron 203 mujeres con un probable diagnóstico de TA, de entre 15 y 23 años de edad, quienes además de contestar el SCOFF fueron entrevistadas con la Schedules for Clinical Assessment in Neuropsychiatry. De la misma forma que Morgan et al. (1999) se sugiere un PC = 2 para españoles, con el cual se encuentra una sensibilidad de 97.8% y especificidad de 94.4% para BN.
En Colombia se ubicaron tres estudios, el primero fue realizado por Rueda et al. (2005) con el objetivo de analizar la consistencia interna, reproducibilidad y validez de criterio del SCOFF en mujeres estudiantes (n = 385) de entre 17 y 35 años de edad, habitantes de Bucaramanga y principalmente de un estrato medio. Las participantes contestaron el SCOFF y además se les hizo una entrevista -Composite International Diagnostic Interview (CIDI)- la cual considera los criterios del DSM-IV (APA, 1994). Los autores reportaron un Alfa = .48, sensibilidad de 78.4% y especificidad de 75.8%, mientras que para la reproducibilidad se encontró un 91.6% de concordancia, misma que tuvo un valor de Kappa de Cohen de .81 para esta asociación.
El segundo estudio fue realizado por Campos-Arias et al. (2006) quienes tenían como propósito evaluar la consistencia interna y validez de constructo y divergente del SCOFF, que a diferencia del estudio anterior hace énfasis en la población masculina que ha sido considerada en pocos estudios. La muestra incluyó 2496 varones y 2375 mujeres, de entre 10 y 19 años de edad, habitantes de Bucaramanga, quienes respondieron el SCOFF y un cuestionario de tamizaje para evaluar alcoholismo (CAGE; Ewing, 1984). La consistencia interna obtenida a partir del estadístico Kuder-Richardson (KR)-20 fue de .52 para varones y .58 para mujeres; mientras como evidencia de la validez de constructo se obtuvo una sola dimensión que explicó adecuada varianza (34.7% para varones; 37.5% para mujeres): finalmente, se demostró la validez divergente entre las puntuaciones del SCOFF y el CAGE (r = .28; .26, p < .05), para mujeres y varones, respectivamente.
El último estudio en Colombia fue realizado por Campos-Arias, Cogollo y Díaz (2007) quienes nuevamente evaluaron la consistencia interna, diferenciándolo de los dos estudios anteriores en que los participantes pertenecían a un estrato bajo de Cartagena. La muestra estuvo conformada por 208 mujeres y 208 varones estudiantes de entre 13 y 17 años de edad. La consistencia observada fue baja (KR-20 = .34 para mujeres y .21 para varones), por lo que los autores sugieren reevaluar la confiabilidad del cuestionario.
En México Sánchez-Armass et al. (2012) evaluaron la validez de constructo del SCOFF mediante AFC's en dos muestras de varones (MH1 y MH2) y dos de mujeres (MM1 y MM2), encontrando en todas éstas una estructura unidimensional del SCOFF con adecuados índices de ajuste: x2/gl = 1.42, 1.29; 3.46, 2.14, respectivamente; ACFI = .99, .99; .97, .98 respectivamente; RMSEA = .02, .01; .05, .03, respectivamente. Sin embargo, se destacan dos aspectos importantes: 1) El rango de correlaciones ítem-total fue bajo tanto para varones (r = .16 - .33) como para mujeres (r = .09 - .37); 2) la confiabilidad de este cuestionario también fue baja (KR-20 = .61 para mujeres; KR-20 = .48 para varones). Al respecto, se hipotetiza que se debe a que sólo son cinco reactivos y la opción de respuesta es dicotómica.
Cuestionario de Evaluación de Trastornos Alimentarios (EDE-Q, por sus siglas en inglés)
El EDE-Q es la versión de auto-reporte derivada de la entrevista EDE (Fairburn y Cooper, 1993), permite evaluar los criterios centrales de los TA a partir de 36 reactivos propuestos por Fairburn y Beglin (1994), los cuales evalúan restricción alimentaria, preocupación por el peso, la figura corporal y la alimentación en los últimos 28 días. Los reactivos tienen una escala de respuesta tipo Likert de siete puntos, entre mayor sea el puntaje total, mayor es la presencia de sintomatología de TA.
La versión al español (S-EDE-Q, por sus siglas en inglés), fue realizada por dos investigadores norteamericanos en el campo de los TA (Elder y Grilo, 2007), quienes evaluaron su confiabilidad test-retest con 77 mujeres latinas provenientes de Puerto Rico, Cuba, Colombia, Bolivia, República Dominicana, Venezuela, Argentina, Chile y El Salvador. Las participantes respondieron el S-EDE-Qy fueron entrevistadas (S-EDE) por un psicólogo clínico bilingüe, este procedimiento se repitió de una a dos semanas después. Los autores reportan que la confiabilidad test-retest fue modesta para la subescala de atracón y excelente para el resto de las subescalas (rs = .71-.81), en tanto que la validez convergente con la S-EDE fue aceptable dando evidencia y apoyo al uso del S-EDE-Q.
Como parte de un estudio mayor, Peláez, Labrador y Raich (2007) reportan en estudiantes españoles (n = 1545) una especificidad de 94%, sensibilidad de 96% y consistencia interna con coeficientes Alfa = .86, .75, .93 y .74 para las subescalas de Restricción, Preocupación por la Alimentación, Preocupación por la Figura y Preocupación por el Peso, respectivamente. Cuatro años después Villarroel, Penelo, Portell y Raich (2011) se plantearon evaluar la confiabilidad y validez del S-EDE-Q, cabe destacar que los autores trabajaron con el EDE-Q-4, el cual está compuesto por 38 reactivos y fue reportado en la tesis de doctorado de Villarroel (2008), con valores de consistencia interna con coeficientes Alfa que oscilan entre .65 y .95 para el total y las subescalas, además de adecuada validez convergente con el Body Shape Questionnaire (BSQ; Cooper, Taylor, Cooper y Fairburn, 1987) y el EDI-2 (las correlaciones oscilaron entre r = .69 y.89). En el estudio de Villarroel et al. (2011) participaron 708 mujeres estudiantes españolas, de entre 18 y 30 años de edad, encontrando una adecuada consistencia interna para las cuatro subescalas y puntuación total (rango Alfa = .81-.95) y adecuada validez convergente con el EDI-2 y el BSQ y buenos índices de ajuste en el AFC (XSB2 = 1074.71, RMSEA = .07, CFI = .95, TLI = .94). Los hallazgos reportados en los dos estudios previamente descritos fueron corroborados en una muestra mayor de estudiantes españoles (n = 1543) de entre 12 y 21 años de edad, por Peláez-Fernández, Labrador y Raich (2012), quienes encontraron una consistencia interna aceptable para las cuatro subescalas del S-EQE-Q: Restricción Alimentaria (.86), Preocupación por la Alimentación (.75), Preocupación por la Figura (.93) y Preocupación por el Peso (.74). Su sensibilidad fue de 96%, especificidad 94%, valor predictivo positivo 59.7% y valor predictivo negativo 99.6%; mientras que la correlación entre el S-EDE-Q y la S-EDE fue positiva y significativa (r = .57, p < .001), igual que las correlaciones entre las subescalas del S-EDE-Q con las subescalas del EAT-40, siendo las correlaciones más altas (r ≥ .70) entre las subescalas del S-EDE-Q con la subescala de Dieta del EAT-40. A partir de estos datos los autores concluyen que la versión española del EDE-Q es un adecuado cuestionario de tamizaje de TA. Por otra parte, con el objetivo de comparar estudios previos de muestras de españoles y varones americanos, Penelo, Villarroel, Portell y Raich (2012) contaron con la participación de 269 varones de entre 18 y 30 años de edad, reportaron adecuados valores de consistencia interna para las cuatro escalas y el total del EDE-Q-4 (Alfa = .65 - .91); al igual que correlaciones significativas entre EDE-Q-4 con EDI-2 y BSQ; e índices de ajuste aceptables (XSB2 [202] = 420.6, RMSEA = .06 (90% CI [.05; .07]), CFI = .87, TLI = .85).
Para población mexicana, Penelo, Negrete, Portell y Raich (2013) probaron las propiedades psicométricas del EDE-Q, en una amplia muestra de validación (n = 2928) que incluyó estudiantes (11-18 años) de las tres regiones geográficas (sur, norte y centro) de la República Mexicana, tanto de zona rural como urbana. El AFC derivó un modelo con adecuados índices de ajuste para una estructura de dos factores: 1) Restricción; 2) Preocupación por el Peso y la Forma Corporal (CFI = .87, RMSEA = .06) y buena consistencia interna (coeficiente omega ponderado) para los dos factores y el total del EDE-Q (Ʊ = .80, .92, .92, respectivamente).
Inventario de Trastornos Alimentarios - 3 (EDI-3, por sus siglas en inglés)
El EDI es un cuestionario de autoreporte que se utiliza para la detección de sintomatología de TA, así como para identificar características psicológicas asociadas a la AN y a la BN. La tercera versión del EDI (Garner, 2004) representa una mejora de las primeras dos (Garner, 1991; Garner et al., 1983), ya que permite tamizar la sintomatología de la BN. Está conformado por 91 reactivos, mismos que están distribuidos en las siguientes 12 subescalas: 1) Motivación para Adelgazar, 2) Bulimia, 3) Insatisfacción Corporal, 4) Baja Autoestima, 5) Alineación Personal, 6) Inseguridad Interpersonal, 7) Alineación Interpersonal, 8) Déficit Interoceptivo, 9) Desregulación Emocional, 10) Perfeccionismo, 11) Ascetismo y 12) Miedo a Madurar. Es importante señalar que la combinación de dos o más subescalas da lugar a seis índices que son: a) Riesgo de TA, b) Ineficacia, c) Problemas interpersonales, d) Problemas afectivos, e) Exceso de control y f) Desajuste psicológico general. Esta versión además cuenta con una "Forma de Referencia" que permite realizar tamizaje a partir del índice de riesgo de TA. A diferencia de las dos primeras versiones que cuentan con seis opciones de respuesta, el EDI-3 se califica de 0 a 4, con el propósito de ampliar el rango de las puntuaciones y así mejorar las propiedades psicométricas de algunas escalas. El autor del inventario reportó su estabilidad temporal con excelentes coeficientes en población clínica adolescente y adulta (r = .98 para el índice de riesgo de TA y r = .97 para el índice de desajuste psicológico general).
En 2010, Elosua, López-Jáuregui y Sánchez-Sánchez realizaron la adaptación y validación en tres muestras: la clínica comprendió 512 pacientes españoles diagnosticados con AN restrictiva o purgativa, BN o TA no especificado (M = 20.84, DE = 6.78 años), la segunda muestra conformada por 5148 participantes no clínicos españoles (M = 15.40, DE = 3.12 años) y la tercera compuesta por 1268 mexicanos no clínicos (M = 19.69, DE = 5.52 años); en las que encontraron estructuras factoriales similares a las reportadas por Garner (2004), es decir, tres subescalas para el índice de riesgo de TA (61% de la varianza explicada, Alfa = .91) y ocho subescalas correspondientes al índice de desajuste psicológico general (49.4% de la varianza, Alfa = .83). Concretamente en la escala de bulimia, los coeficientes de confiabilidad para muestra clínica fueron los siguientes: Alfa = .88 para AN restrictiva; a = .91 para AN purgativa; Alfa = .89 para BN; Alfa = .91 para TA no especificado. Mientras que en la población no clínica española el rango de coeficientes fue de Alfa = .64 a .77 y en la muestra mexicana fue de Alfa = .64 a .82, en mujeres y hombres. Más recientemente, en 2013 fue validado por Rutsztein et al. en 725 mujeres adolescentes (de 13 a 19 años) de Argentina, donde reportan adecuada confiabilidad para las subescalas de motivación para adelgazar (Alfa = .89), bulimia (Alfa = .80) e insatisfacción corporal (.86), que conforman el índice de riesgo de TA y el cual explicó 46.7% de la varianza.
Cuestionario de Observación de la Conducta Bulímica (COBU)
El COBU fue desarrollado por Dúo et al. (2015), este cuestionario sirve de apoyo a familiares y/o cuidadores de pacientes con BN, para detectar la presencia de sintomatología asociada a esta psicopatología. Para el desarrollo de los ítems de este instrumento tres psicólogas clínicas especialistas en TA formularon 50 reactivos, basándose en los ítems del BITE (Henderson y Freeman, 1987) y el Anorectic Behavior Observation Scale for parents (ABOS; Vandereycken, 1992). Posterior a ello, un grupo de familiares evaluaron la claridad y pertinencia de los reactivos, quedando sólo 30, de los cuales 28 evalúan síntomas y cuentan con la siguiente opción de respuesta: "Sí = 2" "No = 1" y la opción de "? = 0", esta última es indicador que no se tiene la certeza de poseer esa información. Los dos reactivos restantes examinan la gravedad del síntoma con una escala tipo Likert de ocho puntos (0 = nunca, 1 = no lo sabe, 2 = ocasionalmente, 3 = 1 vez/semana, 4 = 2 o 3 veces/semana, 5 = diariamente, 6 = 2 o 3 veces/día, 7 = 3 o más veces al día). A mayor puntuación mayor gravedad en sintomatología de BN.
Para examinar la confiabilidad (consistencia interna) y validez (constructo, convergente y clínica) del COBU se contó con la participación de 162 cuidadores (rango edad: 20-66 años); y 157 mujeres y 5 varones diagnosticados con BN (77.8%), AN (16%) o TA no especificado (6.2%). Los cuidadores respondieron el COBU y el ABOS, mientras que los pacientes el EDI-2 (Garner, 1998) y el BITE (Rivas et al, 2004).
El AFE derivó tres factores: 1) Observación de Sobreingesta (Alfa = .77); 2) Observación de Periodos Restrictivos (Alfa = .76); 3) Observación de Impulsividad (Alfa = .62) que explicaron 37% de la varianza; y se excluyeron tres reactivos dado que su valor de saturación fue menor a .35. Cabe destacar que en el AFE no se incluyeron los dos reactivos de gravedad del síntoma. La versión final del COBU quedó formada por tres factores más una escala de gravedad, es decir 28 reactivos que tuvieron una consistencia interna adecuada (Alfa = .81). La correlación entre el ABOS y el COBU fue positiva y moderada (rs = .58, p < .01), mientras que las correlaciones del COBU con el BITE (rs = .40, p < .01) y con las subescalas del EDI-2 (rs = .30 - .46, p < .01) fueron de bajas a moderadas. Finalmente, de acuerdo con el análisis de validez clínica se concluye que el COBU permite diferenciar entre diagnósticos, excepto para el factor de observación de impulsividad. A partir de las pruebas antes mencionadas las autoras concluyen que el COBU es un buen instrumento que permite reconocer y valorar los cambios en la sintomatología de BN, aunque es necesario ampliar su estudio, ya que hasta la fecha sólo se tiene conocimiento de esta publicación sobre las propiedades psicométricas del instrumento.
Conclusiones
Es alentador que la población de habla hispana cuente con diversos cuestionarios adaptados y validados en su lengua para evaluar la sintomatología de la BN con las evidencias psicométricas exigibles para ser usados. Específicamente, México cuentan con seis instrumentos (BULIT, BULIT-R, BITE, SCOFF, QEWP-R y EDE-Q); España con cinco, que son los mismos para México excepto el QEWP-R; Colombia tres (BITE, SCOFF y EDE-Q); Puerto Rico y Cuba cuentan con dos (BULIT-R y EDE-Q); Argentina con uno (EDI-III); Costa Rica uno (BITE-15); Bolivia, El Salvador, Venezuela y República Dominicana, cuentan con el EDE-Q.
Derivado de la presente exposición de cuestionarios para población de habla hispana, es importante, subrayar varios aspectos: a) casi todos los cuestionarios cuentan con una buena o alta consistencia interna, lo cual indica que los instrumentos que han sido adaptados a población hispana son fiables para evaluar la sintomatología de la BN, sin embargo, en el caso específico del SCOFF, su consistencia es baja, al respecto, es importante considerar que se calculó su confiabilidad con el coeficiente Alfa, aun cuando la opción de respuesta es dicotómica y metodológicamente, es prudente calcularla con el KR-20, por lo que será necesario realizar mayor investigación para confirmar o refutar su uso; b) con relación a la validez, la composición estructural de los cuestionarios, ya sea con AFE o AFC, no se mantiene como en sus versiones originales. En otros casos, se eliminan o se integran nuevos reactivos, lo que demuestra el comportamiento específico de los fenómenos psicológicos en cada población, por tanto, cuando se comparan los datos entre países, los resultados se deben tomar con precaución; c) existen cuestionarios que se diseñaron exclusivamente para evaluar la sintomatología de BN, no obstante, en algunos casos, el mismo cuestionario permite detectar tanto la sintomatología de AN como la de BN y otros más, incluyen también la detección del TPA.
Finalmente, aquellos cuestionarios que desde su origen eran útiles para tamizar la BN, su actualización al DSM-5, sólo se realizó para el TPA y no para BN, tal es el caso del QEWP-5 (Yanovski, Marcus, Wadden y Walsh, 2015), por lo que se debe tener precaución para su uso; c) en entrevista con el Dr. David Garner, se confirmó que sólo la versión EDI-3 contiene un apartado que permite el tamizaje para BN y no así sus versiones anteriores; d) respecto a la vigencia de los cuestionarios, sólo el EDE-Q, -sin necesidad de realizar cambios- se ajusta a los criterios diagnósticos del DSM-5 (APA, 2013) para BN, ya que, en este se pregunta por los últimos 28 días.
Por tanto, los otros nueve cuestionarios aquí mencionados requieren actualizaciones para la última versión del DSM, en virtud de que hay cambios relevantes en los criterios para BN de dicha versión, por ejemplo, se estipula una reducción de la frecuencia y el periodo de realización de los atracones, así como de las conductas compensatorias, pero en estas últimas, sin distinción del tipo, además, se debe tomar en cuenta la gravedad y tipo de remisión, por lo que se abre esta línea de investigación en el campo de los TA en general y de la BN en particular.
A excepción del COBU (de origen español), los cuestionarios se desarrollaron en un país o contexto diferente de la población de habla hispana, al respecto, si se toma en cuenta que la psicología es una ciencia relativamente nueva, se entiende que la psicometría lo sea aún más, no obstante, la tecnología desarrollada (software) en las últimas décadas, ha permitido afinar y perfeccionar los análisis psicométricos, por tanto, también se va alcanzando la madurez de la disciplina, así el futuro de los cuestionarios para la evaluación no sólo de la BN, sino de los TA en general, puede tener dos vertientes, la primera es el desarrollo de instrumentos propios acorde a necesidades y contextos específicos y la segunda es la adaptación y actualización de los ya existentes, mismos que han demostrado ser válidos y confiables en diferentes poblaciones, cuál sea el camino a elegir no se debe perder de vista que el diseño, adaptación y evaluación de instrumentos es una tarea ardua y con mucha responsabilidad científica.
Ahora bien, para quienes realizan investigación o se dedican a la práctica clínica, un punto importante es tener la certeza de contar con un cuestionario adecuado y que el total de reactivos que comprende la batería de instrumentos para realizar la evaluación sea lo más breve posible para evitar sesgos en las respuestas, ejemplo de ello son los estudios epidemiológicos, en los que los cuestionarios breves son adecuados para la detección no sólo de sintomatología de los TA, sino de cualquier otra variable, debido a las amplias muestras que se deben utilizar para determinar la tendencia del comportamiento de las variables (Ortega-Luyando et al., 2015). Finalmente, en las últimas décadas, la investigación y la intervención en el campo de los TA en general, y de la BN en particular, ha avanzado de manera importante, así el COBU, es un instrumento que permite incluir a otros miembros de la familia en su tratamiento y recuperación, por lo que se recomienda a los investigadores y clínicos a validar esta herramienta valiosa para poblaciones específicas.
