Introducción

La satisfacción con la imagen corporal hace referencia a cómo una persona se siente respecto de la imagen mental que tiene del tamaño, la apariencia y la forma de su cuerpo¹. La insatisfacción con la imagen corporal se ha investigado prioritariamente en mujeres por ser un factor de riesgo de trastornos de la conducta alimentaria (TCA) ²; sin embargo, actualmente se inician estudios con varones porque, pese a tener menor prevalencia, también se observan TCA y comportamientos alimentarios de riesgo³. Dada la importancia de esta variable, es necesario contar con instrumentos válidos y confiables para su análisis.

Uno de los instrumentos de uso más extendido para la evaluación de la insatisfacción corporal es el Body Shape Questionnaire (BSQ) ⁴, cuyas propiedades psicométricas se han analizado en diversos países desde diversas metodologías. Por ejemplo, el estudio original no se orienta desde un enfoque analítico factorial para determinar la dimensionalidad de la escala, aunque se deduce que fue una elección implícita porque se propone utilizar una sola puntuación. Posteriormente los estudios instrumentales del BSQ dan cuenta de estructuras tanto unidimensional⁵ como de 2^6,7 y 4^8,9 factores, pero se basan en un método exploratorio para derivar factores, concretamente el paquete Little Jiffy (análisis de componentes principales, regla de Kaiser y rotación Varimax), cuya implementación en estudios psicométricos se cuestiona por la inadecuación de los procedimientos (p. ej., la ausencia de discriminación entre comunalidad y especificidad) ¹⁰. Una consecuencia de ello es que, al usar una rotación ortogonal, no se reportan las correlaciones interfactoriales, aun cuando la presencia de cargas cruzadas significativas podría indicar la superposición de factores⁶. Más tarde se desarrollaron versiones breves y aparentemente equivalentes^11,12 que asumen el constructo como unidimensional. Más adelante, y desde un enfoque confirmatorio¹³, se analizaron la versión original y las breves como unidimensionales, y se obtuvieron indicadores de ajuste favorables. Por ese motivo, es muy probable que solo una variable latente explique las puntuaciones del BSQ. Finalmente, existe un reporte del análisis del BSQ-14¹¹ en adolescentes mexicanos¹⁴, pero un análisis pormenorizado de los resultados da cuenta de una solución impropia considerando que la varianza explicada de cada ítem no puede exceder la unidad, por lo que los resultados no serían concluyentes.

Además, se ha cuestionado que se usen en grupos de varones cuestionarios diseñados para medir la satisfacción con la imagen corporal de las mujeres, por las diferencias entre sexos que se observan en las representaciones sobre dicho constructo, es decir, que la medición no es invariante¹⁵. La invarianza de medición (IM) es una condición necesaria para establecer comparaciones justas entre grupos, es decir, sin sesgos inherentes al proceso de la medición¹⁶.

En tal sentido, algunos estudios reportan que en grupos jóvenes las mujeres se perciben más gordas que los varones¹⁷, tienen más miedo a engordar, preocupación por la imagen, irritabilidad e insatisfacción por su figura y realizan más dietas¹⁸, mientras que por otra parte una investigación no encontró diferencias por sexo en adolescentes de 12-13 años, aunque sí se observaron variaciones en edades posteriores, lo que indica que la insatisfacción corporal se instaura en el periodo que va de los 12 a los 16 años¹⁹. Sin embargo, los estudios antes señalados podrían haber dejado de lado el análisis de la IM y, por ende, la validez de las inferencias se vería comprometida.

Específicamente en población mexicana, las mujeres se perciben con peso corporal normal aunque tengan bajo peso, mientras que cuando presentan obesidad subestiman su estado. Por su parte, los varones con obesidad muestran coincidencia entre la imagen y el índice de masa corporal (IMC), aunque subestiman la percepción corporal con bajo peso²⁰. En cuanto a la circunferencia de la cintura (CC), se ha reportado que es un importante factor para el autoconcepto corporal⁸ y las personas con mayor índice cintura-cadera y mayor CC tienen una mayor apreciación de sobrepeso u obesidad y el deseo de verse más delgados⁹. Por otra parte, los varones jóvenes cuya principal actividad de ocio es el deporte muestran mayor satisfacción con la imagen corporal, mientras que esta asociación no se observa en mujeres¹⁰.

En este sentido, los objetivos del presente estudio son analizar: a) la invarianza de medición del BSQ entre varones y mujeres, previo estudio de su estructura interna, tanto en lo que respecta a los diversos modelos encontrados en la literatura como la versión breve de 14 ítems; b) las diferencias de medias entre varones y mujeres con la versión del BSQ resultante, y c) la relación de indicadores antropométricos con las puntuaciones del BSQ.

Este estudio es importante porque es el primero del BSQ que analiza su estructura interna desde un enfoque de IM orientado a descubrir los posibles sesgos de medida relacionados con el sexo ya que, aunque en algunos grupos de edad se han observado puntuaciones similares en el BSQ, otros han mostrado diferencias. Sin embargo, a pesar de la controversia con respecto al sexo, el BSQ puede ser de utilidad para futuras investigaciones pues, aunque la imagen corporal se considera relevante para las mujeres debido a la presión social existente, actualmente los varones no están exentos de ella y hay evidencias importantes de su presencia en dicho grupo, por lo que podría aplicarse a ambos sexos, considerando además la relación identificada entre satisfacción con la imagen corporal y salud mental¹¹.

Métodos

Se realizó un estudio instrumental, orientado a la evaluación de las propiedades psicométricas, la validez y la fiabilidad del BSQ.

Análisis de datos

Se analizaron preliminarmente los estadísticos de distribución, asimetría (g₁) y curtosis (g₂), con el objetivo de observar el alejamiento de la normalidad univariable, esperando valores máximos de 2 y 7 respectivamente²¹.

Para el análisis de IM, se utilizó el programa Mplus versión 7²² con el método de estimación de mínimos cuadrados ponderados con varianza ajustada con base en matrices policóricas debido a que los ítems son medidas ordinales. Para la valoración de los modelos individuales, se usaron los índices de ajuste RMSEA (≤ 0,06), TLIy CFI (≥ 0,95) ²³ y WRMR (< 0,90) ²⁴. No se registraron resultados de la prueba de la x² debido a su sensibilidad al tamaño muestral, lo que podría resultar en conclusiones poco precisas considerando las dimensiones de la muestra de estudio (n > 1.000). Antes de la IM, en cada grupo de varones y mujeres se evaluaron todos los modelos hallados en la literatura (tabla 1), y se eligió aquel con los mejores indicadores psicométricos (índices de ajuste):

Tabla 1 Modelos de medición del BSQ 

La IM se evaluó gradualmente siguiendo la literatura especializada²⁵. En la invarianza configural se restringe la igualdad de la configuración del instrumento en varones y mujeres; para evaluar la invarianza métrica, se plantea la igualdad de las cargas factoriales (λ) entre los grupos; por último, la invarianza fuerte informa de la igualdad de los umbrales (t) entre los grupos. No se evaluó la invarianza estricta (igualdad de residuales), debido a que basta que se cumpla la invarianza fuerte para la comparación entre las medias de los grupos evaluados.

El grado de IM se evaluó comparando índices de ajuste entre modelos anidados (p. ej., comparar el modelo de invarianza configural con el de invarianza métrica). Concretamente, se consideraron las variaciones del CFI y RMSEA con base en la propuesta de Chen²⁶ adaptada para estos fines (rechazar la invarianza si ACFI < -0,01 y ΔRMSEA ≥ 0,01), Meade²⁷ (rechazar si ACFI <-0,002 y ΔRMSEA ≥ 0,007) y Marsh²⁸ (se espera que ΔTLI = 0).

Dado que los indicadores mencionados anteriormente (CFI y RMSEA) valoran el modelo de manera general, se consideraron los índices de modificación²⁹ con el objetivo de detectar si, a nivel de ítems, es necesario realizar modificaciones al modelo (p. ej., conocer qué parámetros deben liberarse) para mejorar su ajuste, con el objetivo de detectar ítems no invariantes a diferente nivel, con lo que se llega a la invarianza parcial.

Para terminar, se calcularon las diferencias de medias latentes entre varones y mujeres tanto por su significación estadística (p<0,05) como su significación práctica (Δk*)³⁰, que se valora según los siguientes criterios: 0,2, pequeña; 0,5, moderada, y 0,8, grande. Según la literatura revisada, se esperan mayores puntuaciones en las mujeres. Del mismo modo, se estableció la relación entre PGC y CC con las puntuaciones de la versión final del BSQ, esperando una asociación directa y significativa (> 0,20) ³¹.

En cuanto a la fiabilidad, se calculó tanto del constructo como de las puntuaciones observadas. En cuanto a la confiabilidad del constructo, se reportó el coeficiente ω³² esperando magnitudes >0,80³³. En cuanto a la confiabilidad de las puntuaciones, se evaluó el modelo tau-equivalente (igualdad estadística de cargas factoriales) como condición necesaria para el uso del coeficiente alfa. Con base en el modelo con-genérico (la versión final de 18 ítems), se igualaron las cargas factoriales y se compararon los 2 modelos anidados según los criterios utilizados en el análisis de IM (ΔCFI). Posteriormente se reportó acompañado de sus intervalos de confianza del 95% (IC95%)³⁴.

Resultados

En cuanto a las características descriptivas de los ítems (tabla 2), presentan promedios ligeramente superiores en el grupo de mujeres, aunque los indicadores de asimetría y curtosis se muestran homogéneos entre ambos grupos, con magnitudes aceptables en la mayoría de los ítems (g1 <2;g2<7).

Tabla 2 Estadísticos descriptivos de los ítems del BSQ según grupo (n = 2.036) 

En cuanto al análisis dimensional previo de los modelos hallados del BSQ, todos (de M1 a M7) presentan índices de ajuste favorables, aunque esto se aprecia en mayor grado en el grupo de mujeres (tabla 3). En general, las correlaciones interfactoriales (φ_promedio > 0,850) son tan altas que indican multicolinealidad, es decir, una superposición empírica entre factores que no permite una interpretación independiente de cada una. En ese sentido, solo M1 y M7 representan mejor el constructo (unidimensional), pero se consideró M1 debido a que M7 es una versión breve y, al ser el primer estudio orientado a la evaluación de la IM del BSQ, sería apropiado comenzar con la escala completa.

Tabla 3 - Índices de ajuste de los modelos del BSQ respecto al sexo 

Seguidamente, la invarianza configural presenta índices de ajuste adecuados, lo que indica que la estructura unidimensional es común a varones y mujeres. Si bien es cierto que las variaciones en los índices de ajuste (CFI, TLI y RMSEA) están a favor del cumplimiento de esta etapa, la información brindada por los índices de modificación (x² > 10; p < 0,001) indican que las cargas factoriales de 16 ítems (1, 3, 6, 8, 10, 11, 12, 15, 18, 22, 25, 26, 27, 28, 30 y 34) no son estadísticamente similares entre los grupos. En relación con la invarianza fuerte realizada con los 18 ítems restantes, solo un umbral resultó no invariante, lo cual no impacta significativamente en la consideración de la versión del BSQ-18 como invariante respecto al sexo³⁵, y con cargas factoriales de magnitud moderada-alta (λ > 0,60) y estadísticamente significativas (tabla 4).

Tabla 4 Índices de ajuste para la invarianza de medición del BSQ respecto al sexo 

Finalmente, en cuanto a las diferencias de medias latentes, las mujeres presentan significativamente mayor insatisfacción corporal que los varones (Δk = 0,442; t=7,967; p<0,001) y de magnitud moderada (Δk* = 0,412) ³⁰.

Para terminar, se halló una relación directa y significativa entre el IMC y las puntuaciones de la versión del BSQ-18 en la muestra completa (r = 0,395; p< 0,001), así como en varones (r_varones = 0,413; p < 0,001) y mujeres (r_mujeres = 0,442; p < 0,001) por separado. Del mismo modo, entre el BSQ-18 y la CC (r = 0,327; p < 0,001; r_varones = 0,412; p < 0,001; r_mujeres = 0,434; p < 0,001) y el PGC (r = 0,465; p < 0,001; r_varones = 0,412; p < 0,001; r_mujeres = 0,445; p< 0,001).

En cuanto a la fiabilidad del constructo, se halló un ω coeficiente ω satisfactorio (0,947). En cuanto al análisis de la tau-equivalencia, el ajuste del modelo fue adecuado (CFI = 0,974; RMSEA = 0,085) y no difiere de manera significativa del modelo congenérico (modelo final; tabla 4). En tal sentido, pudo llevarse a cabo el cálculo del coeficiente alfa, que resultó en una magnitud elevada (α = 0,957; IC95%, 0,952-0,961).

Discusión

La consideración de los TCA como un problema no exclusivo de las mujeres trae como consecuencia natural la revisión psicométrica de los instrumentos de evaluación con modelos analíticos más rigurosos. En este sentido, ante la creciente aparición de estudios que comparan a varones y mujeres en cuanto a la insatisfacción corporal y la ausencia de reportes que analicen el potencial sesgo de sexo en el BSQ, originalmente construido para mujeres, se llevó a cabo este trabajo desde un enfoque de IM.

Una revisión de la literatura dio cuenta de diversos modelos de 2 o más factores^5-9, pero en el presente estudio el que presenta mejor funcionamiento psicométrico en varones y mujeres por separado es el original⁴ (unidimensional). Se destaca de ese análisis la elevada correlación interfactorial en los otros modelos, lo que puede informar respecto a un solapamiento entre factores que no se ha comunicado en estudios previos y podría generar resultados no válidos.

Por otro lado, una vez analizados los parámetros de IM, se encontró que diversos ítems representan de forma distinta el constructo entre varones y mujeres, lo que brindaría una medición sesgada que no posibilitaría una comparación justa entre grupos, como se observa en otros estudios similares¹⁵.

Por tal motivo, luego de realizar el análisis de IM fue posible obtener una versión de 18 ítems (BSQ-18) aplicable tanto a varones como a mujeres. Del mismo modo, se obtuvieron indicadores de fiabilidad elevados (> 0,95) que posibilitan su uso en entornos clínicos. Finalmente, el BSQ-18 mostró asociaciones significativas con indicadores antropométricos (como el IMC), lo que da cuenta de su validez respecto a criterios externos.

Tener una escala validada en población mexicana que sea aplicable a varones y mujeres y permita evaluar la satisfacción con la imagen corporal puede brindar información que ayude a evitar la aparición de enfermedades tanto fisiológicas como mentales (como el TCA), ya que actualmente ambos sexos son propensos a conductas derivadas de la insatisfacción con la imagen corporal que ponen en riesgo la salud³, aunque en este trabajo nuevamente se identifica que las mujeres presentan mayor insatisfacción con la imagen corporal que los varones¹⁸.

La relación encontrada entre mayor insatisfacción con la imagen corporal y mayores IMC, CC y PGC pone en evidencia también su uso y aplicación para el trabajo con los problemas de obesidad que son cada vez más frecuentes entre los jóvenes. Si bien el estudio de la relación entre satisfacción con la imagen corporal y la obesidad es incipiente^8,9, la presente escala abre la posibilidad de llevar a cabo estudios que permitan dilucidar en qué medida la insatisfacción con la imagen corporal influye en la obesidad y viceversa. Este instrumento también permitiría evaluar el efecto de intervenciones tanto de tratamiento como de prevención.