Revista Población y Salud en Mesoamérica

ISSN-1659-0201

Volumen 19, número 1. Julio-diciembre 2021

Doi: https://doi.org/10.15517/psm.v19i2.45885

 

Análisis confirmatorio de un cuestionario de control y presión al comer en madres de preescolares costarricenses

Confirmatory analysis of a control and pressure when eating questionnaire among mothers of Costa Rican preschoolers

Alejandro Chacón Villalobos[1]

 

Resumen. Objetivo: analizar la validez de la estructura factorial para un cuestionario adaptado a partir del Preschooler Feeding Questionnaire (PFQ) con subescalas asociadas al control y la presión parental al comer. Metodología: se elaboró un cuestionario de 11 reactivos expresados con escalas tipo Likert y agrupados en dos subescalas: Presión Maternal al Comer y Control Maternal al Comer. Se evaluaron 50 madres y posteriormente se realizó un análisis factorial para identificar la estructura factorial subyacente, mediante la evaluación de la confiabilidad con el α de Cronbach, la extracción de componentes principales con una rotación Varimax y la normalización de Kaiser. Luego, se efectuó un análisis confirmatorio de factores con 430 madres. Por medio de la estadística descriptiva se estudiaron las prácticas parentales de «control» y «presión», mientras un modelo SEM valoró la existencia de relaciones causales entre el IMC, el género infantil y dichas prácticas.  Resultados:  se validó una estructura factorial de dos escalas, Control y Presión, compuestas cada una de tres reactivos (x2 = 187,3, df. = 116, x2/df. = 1,62, CFI = 0,998, GFI = 0,991, AGFI = 0,983, NFI = 0,994, IFI = 0,998, and RMSEA = 0,018). No se estableció relación causal alguna entre estos factores con el IMC o el género de los infantes, siendo ambos factores mayores a la media. Conclusión: la adaptación del formulario constituye una herramienta válida y fiable de futura utilidad en el estudio de prácticas nutricionales parentales.

Palabras clave: control al comer, presión al comer, alimentación de preescolares, análisis confirmatorio.

Abstract: Objective: to analyze the validity of the factorial structure for a questionnaire adapted from the Preschooler Feeding Questionnaire (PFQ) with subscales associated with control and parental pressure when eating. Methodology: a questionnaire was prepared with 11 items expressed with “Likert” type scales and grouped into two subscales: “maternal pressure when eating” and “maternal control when eating”. This was evaluated with 50 mothers, subsequently carrying out a factor analysis to identify the underlying factorial structure, evaluating the reliability with Cronbach's α and using a principal components extraction with a Varimax rotation and Kaiser normalization. A confirmatory factor analysis was subsequently performed with 430 mothers. Descriptive statistics studied both “control” and “pressure” parental practices, while an SEM model assessed the existence of causal relationships between BMI, child gender and these practices. Results: a factorial structure of two scales was validated, “Control” and “Pressure”, each composed of three items (x2 = 187.3, df. = 116, x2 / df. = 1.62, CFI = 0.998, GFI = 0.991, AGFI = 0.983, NFI = 0.994, IFI = 0.998, and RMSEA = 0.018).  No causal relationship was established between these factors with the BMI or the gender of the infants, both factors being greater than the average. Conclusion: The adaptation of the questionnaire is a valid and reliable tool of future utility in the study of parental nutritional practices.

Keywords. Control when eating, pressure when eating, preschoolers feeding, Confirmatory analysis.

Recibido: 18 feb, 2021  |  Corregido: 23 may, 2021  |  Aceptado: 25 may, 2021

 

1.  Introducción

 

El papel de los padres y los encargados, en cuanto a las prácticas de alimentación de los infantes, tiene un importante peso no solo en la salud, sino también en los hábitos nutricionales que estos manifestarán a lo largo de su vida (Birch y Fischer, 2006). Comportamientos tanto muy autoritarios, con alto control y presión al comer, como muy permisivos han mostrado ser contraproducentes y repercutir en el estilo de alimentación futuro de los menores (Birch y Fischer, 2006).

Por una parte, el control al comer involucra la restricción de aquellos alimentos que los padres consideran inapropiados, así, definen qué, cuándo, dónde y cuánto comen sus hijos sin mayor negociación; por otra parte, la presión al comer se define en términos de la insistencia ejercida para ingerir los productos y las cantidades percibidos como adecuados, incluso cuando hay ausencia de hambre (Vaughn, Ward, Fisher, Faith, Hughes,  Kremers, Musher, O’Connor, Patrick, Power, 2016).

El estudio de tales prácticas resulta fundamental. Al respecto, los cuestionarios son uno de los métodos más utilizados para establecer los estilos y estrategias parentales (Boles, Nelson, Chamberlin, Valenzuela, Sherman, Johnson y Powers, 2009); sin embargo, al poseer los comportamientos y las actitudes de las personas un profundo componente sociográfico no susceptible a generalizaciones, estos instrumentos deben someterse a procesos de validación, a fin de garantizar su interpretación por la población meta en la medida que cumplan los objetivos exploratorios del estudio (Jain, Sherman, Chamberlain y Whitaker, 2004). Por tanto, evaluar herramientas psicométricas relacionadas con la alimentación en distintas poblaciones demuestra ser un campo investigativo clave para entender los procesos nutricionales propios de una cultura.

Dicho eso, el presente trabajo analiza la validez de la estructura factorial, a un nivel exploratorio y confirmatorio, para un formulario en español costarricense adaptado a partir del Preschooler Feeding Questionnaire (PFQ), con subescalas asociadas al control y la presión al comer.

 

2.  Referente Teórico

 

Los primeros años en la vida de los infantes constituyen un periodo esencial respecto al desarrollo de hábitos alimentarios saludables que promuevan un adecuado crecimiento (Madrelle et al., 2017; Spipp, Marri, Llanes, Rivas y Riemersman, 2020).  Durante la crianza, los padres transmiten actitudes, valores y creencias influenciadas por el contexto social (Casais Molina, Flores Galaz y Domínguez Espinosa, 2017) y, a la vez, estos se extrapolan al proceso de alimentación, donde las interacciones sociales impactan en la cantidad de comida consumida y la aceptación de nuevos alimentos (Marty, Chambaron, Nicklaus y Monnery,  2017).

 La actividad cotidiana de comer implica una relación entre la persona, su entorno y el alimento, todo lo cual influye en las pautas de consumo y, por ende, en la salud del individuo (Marquéz Sandoval, Salazar Ruiz, Macedo Ojeda, Altamirano Martínez, Bernal Orozco, Salas Salvadó y Vizmanos Lmotte, 2014). Entonces, quienes están a cargo de los menores suponen un papel importante en la constitución de las habilidades de autocontrol para evadir malos hábitos alimentarios (Schlam, Wilson, Shoda, Mischel y Ayduk,  2013; Marty et al., 2017) y, en cambio, aprender conductas que contribuyan a la instauración de prácticas óptimas, en un contexto socioafectivo placentero y seguro (Marty et al, 2017).

Una buena supervisión parental, basada en relaciones familiares positivas (Trinidad, Fernández, Cucó, Biarnpes y Arija, 2008) caracterizadas por comunicación, muestras de afecto y apoyo emocional, incide de manera determinante en las actitudes de los menores hacia la alimentación (Sarwar, 2016).  No obstante, los métodos de crianza varían dependiendo de toda una serie de factores psicosociales y demográficos, que no siempre resultan ser los más apropiados en referencia al tema en estudio (Casais et al., 2017). 

De tal forma, el estilo parental puede oscilar entre los extremos: un modo completamente permisivo o uno fuertemente autoritario con altos niveles de control y presión al comer (Van Strien, Van Niekerk y Owens, 2009). Ambas posturas suelen mostrarse contraproducentes, pues una exacerbada permisividad facilita una pobre selección de alimentos primordialmente basada en la palatabilidad (Hoerr, Hughes, Fisher, Nicklas, Liu, Shewchuk,  2009), mientras que, la presión y el control excesivos interfieren en el proceso de aprender a regular la ingesta con base en la saciedad, crean asociaciones negativas en torno a la experiencia del tiempo de comida e incluso producen disgusto hacia productos sanos (Marty et al, 2017) o consumos abundantes de todo lo prohibido cuando no se está bajo supervisión (Birch y Fischer, 2006; Hoerr et al., 2009; Joyce y Zimmer, 2009). El estilo autoritario, además, suele coaccionar y restringir ciertos alimentos, pero no promociona alternativas saludables (Birch y Fischer, 2006).

Una postura intermedia, denominada “autoritativa”, es más recomendable; los padres establecen el tipo de alimentos disponibles y los momentos para consumirlos, a la vez, los infantes disponen de un mayor espacio de decisión sobre cuáles comer y el tamaño de las porciones (Hoerr et al., 2009; Van Strien et al., 2009). 

Al respecto, en las poblaciones latinoamericanas, algunos autores señalaron como más recurrentes las posturas autoritarias con considerable control y presión (Daniels, Magarey, Battiustutta, Nicholson, Farrell, Davidson y Cleghorn, 2009); tal afirmación contrasta con otros estudios que verificaron la existencia de prácticas más asertivas y responsivas (Varela, Tenorio, Duarte. 2018), así como conductas tendientes a la coerción en niveles socioeconómicos bajos o ante la presencia de dificultades de alimentación (Castaño, Molano, Varela, 2018).

De ahí, la cultura de cada una de las idiosincrasias regionales no puede tomarse a la ligera, porque se trata de una condicionante fundamental de la manera en que los infantes son socializados y alimentados (Cabello, Vázquez, 2014; Gutiérrez, Urzúa, 2018). En ese sentido, las sociedades como las latinoamericanas difieren de las más individualistas, como las europeas y anglosajonas: en las primeras, se busca la armonía de grupo y el respeto a la estructura social, en las segundas, la afirmación individual fomenta una mayor participación de los más jóvenes (Cienfuegos, Saldívar, Díaz, Ávalos, 2016). 

Asimismo, en muchas sociedades el rol de la madre es trascendental para la formación de los hábitos alimentarios, por tanto, es esperable que ella tenga una función sobresaliente en el despliegue del estilo adoptado durante los periodos de alimentación en la infancia (Birch y Fischer, 2006; Maier, Chabanet, Schaal, Issanchou y Leathwood, 2007; Kroller y Warschburger, 2009, Moding, Birch y Stifter, 2014).

Según lo expuesto, contar con herramientas de evaluación fiables, precisas y validadas resulta útil en el establecimiento de intervenciones nutricionales ante prácticas parentales que pueden influir negativamente en la experiencia alimentaria del menor y repercutir aun en su etapa adulta. (Davies, Kupek, De Assis, Natal, Di Pietro y Baranowski, 2015; Fatihah, Hazwanie, Norimah, Nik, Ruzita y Poh, 2015; Madrelle, Lange, Boutrolle, Valade, Weenen, Monnery, Issanchou y Nicklaus, 2017).  En la actualidad, se suelen utilizar cuestionarios de rápida y fácil aplicación (Wong, Morales, Mok, Manzanero y Álvarez, 2018) para valorar actitudes y hábitos al momento de comer (Pino, Díaz y López, 2011), algunos de ellos son completados directamente por la persona sujeta a estudio (Haftenberger, Heuer Heidemann, Kube, Krems y Mensink, 2010). 

Dentro del ámbito de las ciencias sociales y de la salud, es común la aplicación de cuestionarios basados en escalas de Likert (Fatihah et al., 2015). Usualmente presentan un postulado seguido de cinco o más categorías de respuesta, con las cuales se registra la reacción del encuestado (Michalopoulou, 2017). Los denominados Child Feeding Questionnaire (CFQ), The Preschooler Feeding Questionnaire (PFQ), y el Children Eating Behavior Questionnaire (CEBQ) constituyen importantes ejemplos de este tipo de herramientas, mencionadas de forma recurrente por la literatura de habla inglesa (Fischer y Birch, 2002; Boles et al, 2009).

Ahora bien, esa clase de formularios no siempre garantizan el ser ideales para todas las situaciones, debido a ello, es necesario verificar cuál resulta más apropiado según los objetivos de cada estudio específico y de las peculiaridades de las poblaciones sometidas al análisis (Fatihah et al., 2015). En otras palabras, cada cuestionario debe validarse considerando la población meta, en razón de la variabilidad de culturas, actitudes, conocimientos y ambientes sociales que afectan los factores estudiados (Wilson, Magarey y Masterson, 2008). 

Entonces, estudiar la validez estructural de un formulario es imperativo, a fin de evitar falsas relaciones entre los factores estudiados (Bae, Choi, Sung, Kim y Choi, 2010). Lo dicho implica establecer ítems capaces de reflejar una adecuada estructura dimensional que permita una correcta interpretación de la información recabada (Nicholls, Madigan y Levy, 2016), pues, frecuentemente, durante la formulación prexploratoria se incluyen elementos redundantes que, a pesar de diferir en su redacción, hacen referencia a un mismo concepto esencial, lo cual es necesario depurar para medir más precisamente los factores (Ferrando y Anguiano, 2010). De tal modo, investigar la estructura de cuestionarios basados en escalas de Likert y evaluar su validez psicométrica antes de su aplicación es de vital importancia (Michalopoulou, 2017).

Una de las técnicas estadísticas empleada para lograr lo anterior es el análisis factorial tanto exploratorio como confirmatorio. Este constituye un modelo para variables continuas, donde sus relaciones pueden explicarse por medio de factores latentes no observables (Ferrando y Anguiano, 2010). 

El análisis exploratorio se enfoca en el conjunto de datos, de no existir hipótesis previas, así, los resultados definen una estructura precisa para los factores, correspondiéndole al análisis confirmatorio evaluar un modelo de relaciones ya construido, cuya estructura desea reproducirse empíricamente (Herrero, 2010). En esencia, el análisis factorial es un método aproximado y descriptivo de reducción, busca explicar mediante un número de factores subyacentes un conjunto mayor de variables observadas, bajo el supuesto de que aquellas variables superficiales influenciadas por un determinado factor deberían presentar una alta correlación (Buitrago, Espitia y Mejías, 2017).

Por consiguiente, no es casualidad que no existan formularios validados confiables para todas las particularidades que presentan las diferentes coyunturas sociodemográficas (Wilson et al., 2008). De hecho, una gran mayoría de los formularios desarrollados a nivel mundial no han sido elaborados ni validados para los contextos socioculturales latinoamericanos o de otros países en vías de desarrollo (Fatihah et al., 2015; Wong et al., 2018; Vinaccia, Abed, Ortega, Raleigh, Gómez, Vieira, Jiménez, López y Vinasco, 2020). 

En definitiva, la utilización a priori de formularios en poblaciones con importantes diferencias culturales respecto a aquellas para las que fueron originalmente desarrollados resulta inapropiada, pues, probablemente las escalas no mantengan la misma estructura factorial (Vinaccia et al., 2020). A esto se suman los impactos derivados de las traducciones de un idioma a otro (Van Wijk y Hoogstraten, 2006).

En este sentido, la validación de cuestionarios para uso en poblaciones como las descritas reviste una importancia no menor, tal cual lo demuestran muchos esfuerzos prácticos plasmados en la literatura (Boles et al, 2010; Blanco, Ornelas, Barrón y Rodríguez, 2017; Vázquez, González, Hattori y Zavala, 2020).

 

3.  Metodología

 

3.1         Enfoque

Se realizó un estudio de enfoque cuantitativo y de diseño no experimental descriptivo tipo transversal, con una muestra no probabilística incidental obtenida mediante un muestreo por conveniencia.

 

3.2         Población de estudio

La población estudiada abarcó a madres de preescolares en edades de 4 a 5 años, pertenecientes al segmento de clase media. Como criterios de inclusión se consideró el convivir con uno o más hijos y/o hijas en edad preescolar que no sufrieran algún trastorno alimentario y asistieran a centros educativos preescolares públicos de la Gran Área Metropolitana, en la República de Costa Rica, durante la etapa de transición. Participó un total de 50 madres en el estudio exploratorio y 430 en el confirmatorio, lo cual se considera apropiado según la literatura (Ferrando y Anguiano, 2010; Buitrago et al., 2017). 

3.3         Técnicas de recolección

Con el objetivo de evaluar las prácticas de control y presión al comer en madres de preescolares costarricenses, se implementó un cuestionario basado en contenidos relevantes del Preschooler Feeding Questionnaire (PFQ). Estos fueron retrotraducidos al idioma español desde la lengua inglesa y luego utilizados como referencia en la construcción de la herramienta (Montenegro y González, 2013).

 

Se diseñaron 11 preguntas y se agruparon prexploratoriamente en dos dimensiones o subescalas catalogadas como Presión Maternal al Comer y Control Maternal al Comer. La construcción del instrumento es adecuada en cuanto al número de ítems, la literatura recomienda un mínimo de 6 y un máximo de 90 (Longobardi, Díaz y Villegas, 2016, Spipp et al., 2020). Las preguntas desarrolladas se muestran en la tabla 1.

Tabla 1

Preguntas elaboradas para el cuestionario prexploratorio según las subescalas

Nota: *Expresión peyorativa del argot popular costarricense para referirse a alimentos percibidos como de dudosa calidad nutricional o como “comida chatarra”.

 

 

Asimismo, el cuestionario se sustentó en escalas ordinales aditivas tipo Likert (Casais et al., 2017; Guedea, Solano, Blanco, Ceballos y Enríquez, 2017; Wong et al., 2018), siguiendo los procedimientos descritos por Maier et al. (2007). Las preguntas se diseñaron para ser contestadas con respuesta cerrada, en una escala de cinco puntos que contempló los siguientes ejes de anclaje:  a) Estoy totalmente en desacuerdo, b) Estoy en desacuerdo; c) Me es indiferente, d) Estoy de acuerdo y e) Estoy totalmente de acuerdo (Nicholls et al., 2016). Cada formulario contó con instrucciones claras sobre cómo responder los ítems (Pino et al., 2011; Casais et al., 2017).

 

Constituida la herramienta, se redactó una fórmula de consentimiento informado que las madres leyeron y firmaron, en la cual se detallaron los objetivos y propósitos de la investigación, se garantizó la confidencialidad de la información recolectada y el carácter voluntario de participación (Bruna, Pérez, Bustos y Núñez, 2017; Wong et al., 2018). Seguidamente, la Comisión de Ética de la Vicerrectoría de Investigación de la Universidad de Costa Rica otorgó el visto bueno (Wilson et al., 2008; Nicholls et al., 2016).

 

Las madres fueron contactadas directamente en los centros educativos donde cursaban los menores, previa autorización de los directores académicos y de los educadores encargados (Mendoza, 2011). La información fue recolectada durante las reuniones regulares de padres de familia, por medio de entrevistas presenciales y la aplicación del formulario, tanto en la etapa exploratoria como confirmatoria, con la intermediación de asistentes de investigación formadas en educación preescolar y capacitadas en el contenido y propósito de la herramienta (García, Aguilera y Castillo, 2011).

Además, con el consentimiento de padres y encargados, se obtuvieron datos registrados en las bitácoras de los educadores referentes al género e índice de masa corporal (IMC) de los infantes, para efectos de inferencias estadísticas asociadas al control y la presión al comer.

3.4         Procesamiento del análisis

Antes de empezar, se eliminó cualquier tipo de error en el archivo de datos a incluir en el software estadístico. La escasa presencia de valores extraviados (3 datos) se manejó remplazándolos con la media como medida de tendencia central. La normalidad de los datos se midió calculando la asimetría y curtosis para las evaluaciones posteriores y se encontró dentro del rango sugerido de ± 2, en consecuencia, se aplicaron pruebas paramétricas para el análisis.

 

El cuestionario propuesto se evaluó con un análisis factorial orientado a establecer sus propiedades psicométricas e identificar la estructura factorial subyacente a los reactivos de la escala (Trinidad et al., 2008; Luna y Laca, 2014; Magaña, Aguilar y Vázquez, 2017), por medio de la validación del constructo de la estructura de factores; también, se verificó si había presencia de otros dominios (Kang, 2013; Montenegro y González, 2013). Con esta intención, se aplicó preliminarmente la herramienta a 50 madres de preescolares (Montenegro y González, 2013), diferentes a aquellas involucradas luego en el estudio confirmatorio (Rodríguez; 2007).

Los datos se sometieron a un análisis de confiabilidad estimando el coeficiente de correlación interna α de Cronbach de cada uno de los factores, con la finalidad de determinar los niveles de consistencia de cada escala, es decir, el grado de unidimensionalidad (correlación de ítems) (Elosua y Zumbo, 2008).  Para tal efecto, se consideraron como aceptables valores de consistencia de 0,6 y como buenos, los iguales o superiores a 0,7 (Ramada, Serra y Delclós, 2013; Marquéz et al., 2014; Mateus y Céspedes, 2016). Una buena consistencia interna es un indicativo de una buena correlación de ítems al establecer un mismo factor (Wilson et al., 2008).

 

Se elaboró un primer análisis de factores para la validez de constructo de la herramienta, utilizando extracción de componentes principales y una rotación de tipo ortogonal, a través del método de Varimax y una normalización de Kaiser (Casais et al., 2017). La información resultante se empleó seguidamente para la interpretación de factores (Buitrago et al., 2017).  Con la intención de comprobar el ajuste de la estructura factorial, se estudiaron los datos mediante el paquete estadístico Statistical Package for the Social Sciences (SPSS), versión 23.0. Un segundo análisis confirmatorio refinó y probó el ajuste de la nueva estructura depurada del modelo de dos factores arrojado por la evaluación exploratoria (Nicholls et al., 2017; Stott, Spector, Orrell, Scior, Sweeney, y Charlesworth, 2017; Vambheim, Solvoll, Aslaksen, Arve, Asli, y Martinussen, 2017).

 

Luego, se analizó la confiabilidad estimando el coeficiente de correlación interna α de Cronbach de cada factor y se determinó la bondad de ajuste del modelo. Para probar la validez convergente (alta correlación entre constructos similares) y discriminante, se calculó el valor t, el valor de confiabilidad compuesta y el valor de varianza extraída promedio. El modelo de medición del cuestionario fue desarrollado y probado en el software denominado Analysis of Moment Structure (AMOS), versión 21.0.

 

El nivel de control y presión ejercido por las madres hacia su hijo o hija al comer se estudió mediante estadísticas descriptivas: por un lado, una correlación bivariada de Pearson para la relación hipotética entre la presión y el comportamiento de control y presión entre las madres. Por otro, un Modelo de Ecuaciones Estructurales (SEM) (Escobedo, Hernández, Estebané, y Martínez, 2015) dirigido a verificar la hipótesis de la existencia de relaciones causales entre el índice de masa corporal de los menores y el comportamiento de control/presión de sus madres. Los datos se procesaron empleando el paquete estadístico Statistical Package for the Social Sciences (SPSS), versión 23.0.

 

4. Resultados

 

En el análisis de la consistencia interna del cuestionario inicial de modelo teórico, al utilizar los 11 reactivos expresos en la tabla 1, se obtuvo un coeficiente alfa de Cronbach (α) de 0,717 para la dificultad de los ítems. Al evaluar los estadísticos se evidencia, no obstante, que la correlación total corregida de los ítems P10 (-0,182) y P11 (0,044) es muy baja o negativa, por tanto, estos no se relacionaron bien con el resto.

El coeficiente alfa de Cronbach (α) de cada subescala registró valores de α = 0,70 para Presión Maternal al Comer y α =0,437 para Control Maternal al Comer, lo cual indicó una alta variabilidad interna entre los ítems del segundo factor y una estructura hipotética de dos factores que no se estaba ajustando a los datos. En este caso, la correlación total corregida de los ítems P10 (-0,186) y P11 (0,094) dentro del factor Control Maternal al Comer vuelve a ser muy baja o negativa.

Una vez considerados los resultados obtenidos, se realizó un análisis exploratorio de factores para toda la herramienta, con el objeto de establecer su conformación. El análisis de factores principales iterados con rotación Varimax extrajo tres factores. La subescala primera, Presión Maternal al Comer fue, en efecto, unidimensional, compuesta por los ítems P1 a P5, con un valor propio de 2,756 y el 25,05 % de la varianza explicada. Lo que en primera instancia se hipotetizó como el factor Control Maternal al Comer mostró estar en realidad conformado por los ítems P6 a P9, con un valor propio de 2,594 y un 23,58 % de la varianza explicada. Un nuevo tercer factor, hasta ahora identificado y conformado por los ítems P10 y P11, poseyó un valor propio de 1,35 y explicó un 12,29 % de la varianza.

Nuevamente, se estudió el coeficiente alfa de Cronbach (α) de la herramienta para los tres factores y se obtuvo un valor de α = 0,717. En términos de las subescalas, la Presión Maternal al Comer demostró un α = 0,70, el Control Maternal al Comer un α = 0,72, mientras que, la tercera no titulada, un α = 0,36. Este último resultado muestra ser muy pobre en términos de consistencia, por ende, invita a la eliminación de la tercera subescala, en aras de fijar una mejor consistencia interna de la herramienta (Stott et al., 2017). Así, en el escenario donde los ítems en cuestión fueron obviados, el recálculo del coeficiente alfa de Cronbach (α) arrojó un valor de α = 0,76, lo cual sugirió que removerlos fue conveniente en términos de resultados, pues el ajuste del modelo se mejoró al eliminar esa ambigüedad factorial (Stott et al., 2017).

Con base en la fiabilidad establecida exploratoriamente por el alfa de Cronbach (α = 0,76), se conformaron nueve reactivos en dos escalas: los ítems P1, P2, P3, P4 y P5 componen Presión Maternal al Comer, en tanto que, P6, P7, P8 y P9, Control Maternal al Comer (ver tabla 1). Los resultados del análisis factorial confirmatorio señalaron la estructuración de este modelo como la más robusta para la muestra (Montenegro y González, 2013).

Después de aplicar del instrumento a las 430 madres de infantes prescolares, se evaluó por rigor el valor del coeficiente alfa de Cronbach (α) para cada subescala y se confirmaron valores de α = 0,60 y α = 0,58 para presión al comer y control al comer, respectivamente; estos, aunque se ubican en el extremo inferior de lo recomendable, no resultan óptimos, por lo cual, el instrumento basado en 9 reactivos es moderadamente fiable y con ello se establece la validación.

Un análisis confirmatorio de los factores de presión al comer y control al comer, les permitió correlacionarse de manera latente. Todos los ítems dentro de los factores latentes presentaron una carga factorial significativa (mayor a 0,65), con la excepción de los ítems P1 y P2 del factor presión al comer y el P9 del factor control al comer, por esa razón, se omitieron del modelo. Cargas cruzadas en otras subescalas contribuirían a un mal ajuste (Boles et al, 2010).

Bajo la nueva estructura, ambos factores del modelo mostraron ahora un ajuste de aceptable a excelente en los resultados del análisis confirmatorio de factores, tal como se muestra en la tabla 2.  Los índices de la bondad de ajuste se consideraron según lo expuesto por Escobedo et al. (2015): (x² = 25,380, df. = 7, p<0,001, x²/df. = 3,626, CFI = 0,945, GFI = 0,981, AGFI = 0,942, NFI = 0,927, IFI = 0,946, RMSEA = 0,078).

Tabla 2

Medidas de bondad de ajuste obtenidos para el análisis confirmatorio de factores

Para probar la validez convergente, se calcularon los valores de t, confiabilidad compuesta (CR) y varianza extraída promedio (AVE). De tal forma, se confirmó que el valor t para todos los elementos dentro de cada constructo estaba por encima de 2,00; CR arriba de 0,70 y AVE alcanzó 0,50, como se aprecia en la tabla 3.

Tabla 3

Resultados del análisis factorial confirmatorio dentro de dos factores latentes

 

La validez discriminante se aseguró, además, al efectuar una comparación de las raíces cuadradas de los AVE con intercorrelaciones dentro de cada factor, lo cual se observa en la tabla 4.

Tabla 4

Consistencia interna y validez discriminante de los constructos

 

La estructura se valida, entonces, en torno a dos factores, cada uno con tres reactivos, para un total de seis: presión al comer (P3, P4 y P5) y control al comer (P6, P7, P8).

De seguido, la tabla 5 recoge el nivel de control y presión ejercido por parte de las madres hacia los mejores, el cual se calculó mediante estadísticas descriptivas.

Tabla 5

Niveles de presión y control al comer entre las madres de la población evaluada

 

Se evidenció que las madres ejercían un control (media = 3,22) y una presión al comer (media = 3,03) en un nivel superior a la media de la escala. Aunque el valor medio del control es algo mayor al de la presión, una correlación bivariada de Pearson exhibió la existencia de una correlación significativa (p = 0,0001) positiva y moderada de 0,425, lo que confirma la relación hipotética de ambos factores. Esto último se ha mencionado en la literatura, por tanto, dicho resultado podría aportar más argumentos a la existencia sinérgica de tal interacción (Gregory, Paxton, Brozovic, 2010). 

En otro orden de ideas, se obtuvieron valores promedio de índice de masa corporal para las niñas de 15,25 kg/m2 (n = 226; DE = 1,97) y para los niños de 15,60 kg/m2 (n = 197; DE=2,29), no existió una diferencia significativa entre las medias (p = 0,92).

Al respecto, un Modelo de Ecuaciones Estructurales (SEM) arrojó datos insignificantes al nivel de 0,05 no significativos sobre la existencia de una relación causal entre el IMC y el control al comer en el caso de los niños (path coefficient = -0,072) y las niñas (path coefficient= -0,089), así como para la relación causal del IMC con la presión al comer (niños y niñas con path coefficient de -0,084 y -0,076, respectivamente). Es posible observar la indiferenciación en el control y la presión ejercidos, ya sean niñas o niños.  Los resultados del modelo estructural se resumen en la tabla 6, a continuación:

Tabla 6

Resultados del modelo estructural para establecer relaciones causales entre el índice de masa corporal de los menores y el comportamiento de control/presión de sus madres

 

 

5.  Discusión

 

De acuerdo con el análisis expuesto, una estructura bifactorial donde cada factor contenga tres reactivos es fiable y válida, en contraposición a los supuestos hipotéticos de una estructura con 11 reactivos distribuidos en dos factores (tabla 1).  Por tanto, la evidente estabilidad de la estructura factorial permite explorar actitudes asociadas con la práctica parental al momento de las comidas (Haftenberger et al., 2010).

Dicho resultado refuerza el cuerpo de literatura que hace eco del inconveniente uso a priori de formularios y cuestionarios exclusivamente basados en un planteamiento hipotético de los ítems, cuando se requiere el rigor científico para los procesos de validación y establecimiento de la fiabilidad pertinente (Jain et al, 2004).  En ese último sentido, este trabajo aporta una herramienta para estudios relacionados con la psicometría del control y la presión al comer en la alimentación infantil costarricense.

Adicionalmente, los hallazgos del presente estudio concuerdan con los de otra literatura existente (Daniels et al., 2009), en tanto apuntaron una tendencia a actitudes de control y presión al comer por encima de la media en las poblaciones latinoamericanas, aspecto evidenciado en poblaciones de madres de preescolares costarricenses (media de presión al comer = 3,04; media de control al comer = 3,22).  Este hecho plantea metas para futuras investigaciones en torno a las posibles variaciones que puedan registrarse en diferentes zonas geográficas del país y establecer así si las prácticas son estratificadas o más homogéneas en la comunidad nacional.

El control y la presión al comer no pareció asociarse con el género de los menores cuyas madres fueron evaluadas, más bien, sugirieron actitudes más relacionadas con la condición de ser infante per se.  Esto difiere de otras literaturas, pues, en algunas sociedades las niñas son sujetas a mayores prácticas de control y presión (Daniels et al., 2009;). A este respecto, se deben consideran las posturas de las culturas según sus valores más colectivos o individualistas, así como precepciones asociadas a la imagen corporal de las mujeres (Smolak, Thompson, 2009).

El índice de masa corporal tampoco manifestó estar asociado con los niveles de presión y control, posibilidad que advirtieron autores como Faith y Kerns (2005) o Boles et al. (2010). Con valores promedio de índice de masa corporal obtenidos para las niñas y los niños sin una diferencia significativa entre las medias, resulta necesario desarrollar estudios adicionales de otras variables para identificar asociaciones de causalidad que incidan sobre el IMC, por ejemplo, condiciones sociográficas o contextos socioculturales más diversos.

En conclusión, el propósito de este estudio fue brindar un aporte ante la necesidad de crear cuestionarios validados sobre las prácticas alimentarias de poblaciones, por cuanto este tipo de herramientas son escasas en el contexto de la literatura existente. Trabajos futuros deberán considerar una mayor población general en diferentes regiones del país, de modo que, se puedan abordar ampliamente los matices propios de otros sectores nacionales, aspecto considerado como la principal limitación metodológica de esta investigación; a la vez, un número superior de personas evaluadas permitiría un análisis más robusto.

 

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