Resumen: Objetivo: Identificar la estructura factorial, validez convergente, y sensibilidad a diferencias entre sexos, del Multidimensional Body Self Relations Questionnaire (MBSRQ) en una muestra de universitarios mexicanos. Diseño: Diseño instrumental que comprendió el análisis de la estructura factorial mediante análisis factorial exploratorio y confirmatorio, consistencia interna, invarianza factorial, y validez convergente. Muestra: Participaron 894 estudiantes universitarios (67.4% mujeres) con una edad promedio de 20.28 años. Resultados: Un análisis factorial confirmatorio ajustó un modelo de cuatro factores [χ2/gl = 2.01; RMSEA = .06 (IC .05 a .07); PCLOSE = .03; GFI = .90; IFI =.91; TLI = .89; CFI = .91], con invarianza factorial entre sexos, y consistencia interna por factor aceptable para dos factores (α de Cronbach y Ω de McDonald ≥ .70). Se obtuvo evidencia de validez convergente por demostrar una correlación (p < .01) de media intensidad entre el puntaje total del MBSRQ (rho = .37) y su factor “Evaluación de la apariencia” (rho = .47) con el puntaje obtenido en la Escala de Autoestima de Rosenberg. Mujeres puntuaron significativamente menor que hombres en el puntaje total del MBSRQ (p < .01). Conclusiones: En población mexicana universitaria, el MBSRQ posee propiedades psicométricas aceptables, presenta validez convergente y sensibilidad a diferencias ligadas al sexo en la evaluación de la imagen corporal.
Palabras clave: análisis factorial, invarianza factorial, imagen corporal, consistencia interna, estudiantes mexicanos.
Abstract: Objective: To identify the factorial structure, convergent validity, and sensitivity to differences between sexes, of the Multidimensional Body Self Relations Questionnaire (MBSRQ) in a sample of Mexican university students. Design: Instrumental design that included the analysis of the factor structure through exploratory and confirmatory factor analysis, internal consistency, factor invariance, and convergent validity. Sample: 894 university students participated (67.4% women) with an average age of 20.28 years. Results: A confirmatory factor analysis fitted a four-factor model [χ2/gl = 2.01; RMSEA = .06 (IC .05 to .07); PCLOSE = .03; GFI = .90; IFI = .91; TLI = .89; CFI = .91], with factorial invariance between sexes, and internal consistency per factor acceptable for two factors (Cronbach's α and McDonald's Ω ≥ .70). Convergent validity evidence was obtained by demonstrating a correlation (p < .01) of medium intensity between the total score of the MBSRQ (rho = .37) and its factor "Evaluation of appearance" (rho = .47) with the score obtained on the Rosenberg Self-Esteem Scale. Women scored significantly lower than men on the MBSRQ total score (p < .01). Conclusions: In the Mexican university population, the MBSRQ has acceptable psychometric properties, presents convergent validity and sensitivity to differences linked to sex in the evaluation of body image.
Keywords: factor analysis, factorial invariance, body image, internal consistency, Mexican students.
Introducción
Imagen corporal
La imagen corporal es una experiencia psicológica multifacética que abarca especialmente, aunque no exclusivamente, la apariencia física (Cash, 2004). Se refiere a la manera en que la persona percibe su propio cuerpo y cómo piensa que éste es percibido por los demás (Heras-Benavides et al., 2017; Kirszman & Salgueiro, 2015). De la imagen corporal se derivan actitudes expresadas mediante pensamientos, creencias, sentimientos y comportamientos, los cuales pueden o no ser congruentes con la realidad objetiva (Salvador et al., 2010) y que reflejan satisfacción o insatisfacción con la propia apariencia (Cash, 1990).
La imagen corporal se encuentra influida por aspectos socioculturales, biológicos y ambientales (Vaquero-Cristóbal et al., 2013). Cambios en cualquiera de estas esferas pueden modificar drásticamente el funcionamiento y la apariencia del cuerpo, lo que a su vez puede alterar la imagen corporal y el bienestar psicosocial de la persona (Vaquero-Cristóbal et al., 2013).
En una sociedad globalizada como la actual, los medios de comunicación masiva ejercen una influencia importante sobre la imagen corporal (Sossa, 2011), afectando particularmente a aquellas personas para las que el aspecto físico es decisivo en la formación de su autoconcepto. Estas personas atienden de forma selectiva a los elementos que son resaltados o supervalorados por mensajes publicitarios, como la esbeltez o la simetría corporal, asumiéndolos como ideales socialmente aceptados. A ello se suma la presión interpersonal ejercida por las personas más cercanas del individuo, como la familia, amigos, o su pareja (Amaya et al., 2010). En consecuencia, ciertos individuos pueden mostrar preocupación e insatisfacción con su cuerpo (Salaberria et al., 2007). Si dicha inconformidad se presenta en un grado que interfiere en forma negativa en la vida del individuo, es posible hablar de una alteración de la imagen corporal. Esta alteración puede ser cognitiva/afectiva (i.e., sentimientos y pensamientos adversos al cuerpo), o perceptiva (i.e., percepción inexacta del cuerpo en cuanto a su forma y tamaño; Cash & Brown, 1987).
Estudio de la imagen corporal
La imagen corporal ha sido tema de interés en culturas occidentales (e.g., Kirszman & Salgueiro, 2015) y orientales (Chisuwa y O’Dea, 2010), como una variable que media diversas condiciones psicopatológicas (Friedman et al., 2002). Al respecto, existe evidencia de que personas con obesidad o sobrepeso presentan una valoración insatisfactoria de su imagen corporal (Cruzat-Mandich et al., 2019), que se asocia con estrés psicológico, y que a su vez media el nivel de depresión y autoestima en ellos (Friedman et al., 2002). Esta población tiende además a percibirse con menor peso y masa corporal de la que en realidad presentan, lo que puede demorar o dificultar su atención (Abad et al., 2012).
La imagen corporal presenta una asimetría en su valoración entre sexos (Heras-Benavides et al., 2017). Mientras que las mujeres aprecian la esbeltez, centrando su atención en el abdomen, caderas y muslos, los hombres aprecian la musculatura, centrando su atención en las áreas de medio torso, bíceps, hombros, pecho, y en general en el tono y la masa muscular (Griffiths et al., 2017). Las mujeres tienden mayormente a desear ser más delgadas (Acosta et al., 2005), mostrarse más inconformes con su imagen corporal (Blanco-Ornelas et al., 2017; Cruzat-Mandich et al., 2019; Faith & Schare, 1993), y tener una percepción distorsionada de ésta (Cruz-Sáez et al., 2013). El conjunto de dichas condiciones, las coloca en una situación de riesgo, pues aumenta la probabilidad de presentar trastornos de la conducta alimentaria (Francisco et al., 2011) como la anorexia nerviosa o la bulimia nerviosa (Toro & Vilardell, 1989), y del consumo de tabaco y alcohol (Cruz-Sáez et al., 2013). Si bien existe evidencia de que hombres también pueden presentar una percepción distorsionada de su imagen corporal, éstos se muestran generalmente más satisfechos con su aspecto (González-Montero et al. 2010). No obstante, se ha reportado insatisfacción corporal en hombres que consumen esteroides y que asisten al gimnasio en forma recurrente (Goldfield & Woodside, 2009), y una asociación entre insatisfacción corporal y consumo de anabólicos en hombres homosexuales y bisexuales (Griffiths et al. 2017).
Para ambos sexos, la inadecuada imagen corporal se asoció a conductas de evitación sexual (Faith & Schare, 1993). En mujeres, la insatisfacción con la imagen corporal se acompañó de una baja satisfacción, eficacia y asertividad sexual (Pujols et al., 2010; Yamamiya et al., 2006); mientras que cuando dicha imagen es positiva, se presentó mayor actividad, optimismo y funcionamiento sexual (Ackard et al., 2000). En hombres, la mayor satisfacción con la imagen corporal permitió una mayor autoeficacia en el uso de condón (Blashill & Safren, 2015) y un mayor confort en la interacción sexual (McDonagh et al., 2008).
El estudio de la imagen corporal también ha sido empleado para lograr mejoras clínicas en el tratamiento de condiciones psicopatológicas. Existe evidencia de que la terapia cognitiva conductual para trastornos de la conducta alimentaria que incluye un componente de tratamiento a la imagen corporal tiene mejores resultados clínicos, en comparación a la misma terapia sin dicho componente (Marco et al., 2013).
Los estudios antes descritos demuestran la importancia que tiene la evaluación de la imagen corporal en el contexto clínico y psicoeducativo. Además de ser una variable con potencial utilidad para la prevención de condiciones psicopatológicas, y el mantenimiento y aumento del bienestar físico y psicológico.
Evaluación de la imagen corporal: el Multidimensional Body Self Relations Questionnaire
Para finales del siglo pasado se registraban más de 100 instrumentos para la evaluación de la imagen corporal (Gardner et al., 1998), los cuales se enfocan en diversos aspectos de este constructo. Por ejemplo, el Questionnaire of Influences of Aesthetic-Body Model evalúa la presión ejercida por los medios para perder peso (Toro et al., 1994), mientras que el Body Shape Questionnaire evalúa la insatisfacción corporal y la preocupación por el sobrepeso (Cooper et al., 1987). Sin embargo, por la estructura unidimensional o bidimensional que la mayoría de ellos poseen, no logran capturar la complejidad de este constructo, que se ha supuesto multidimensional (Roncero et al., 2015). Actualmente existe consenso acerca de que el Multidimensional Body Self Relations Questionnaire (MBSRQ; Cash, 1990) es el instrumento más completo para evaluar la imagen corporal (López et al., 2014; Rusticus & Hubley, 2006). Este instrumento abarca aspectos evaluativos, cognitivos, y conductuales. El MBSRQ fue diseñado originalmente con 294 reactivos y posteriormente depurado, siendo que en su forma actual cuenta con 69 reactivos distribuidos en 7 factores y tres subescalas (Brown et al., 1990). Tres factores evalúan la satisfacción/insatisfacción en relación a la apariencia, el estado físico, y la salud; mientras que cuatro más informan sobre la atención prestada a esos mismos aspectos y a la enfermedad, así como las acciones seguidas para modificarlos. Las tres subescalas restantes informan sobre el grado de preocupación por el peso, cómo se autoclasifica éste, y la satisfacción con ciertas áreas corporales o de la apariencia, por ejemplo la cara y pelo, estatura, tono muscular, etcétera.
Una versión del MBSRQ que incluye solo los factores relacionados con la apariencia, ha sido validado en diversos idiomas, incluyendo el alemán (Vossbeck-Elsebusch et al., 2014), el griego (Argyrides & Kkeli, 2013), el francés (Untas et al., 2009), y el español (Roncero et al., 2015). La versión completa del MBSRQ ha sido también validada al español en diferentes estudios, mostrando adecuadas propiedades psicométricas aunque con estructuras factoriales distintas al original y un menor número de reactivos. Un estudio con población española identificó cuatro componentes (i.e., importancia subjetiva de corporalidad, conductas orientadas a mantener la forma física, atractivo físico autoevaluado, cuidado del aspecto físico) y retuvo 45 reactivos (Botella et al., 2009). Esta estructura trató de ser comprobada en una muestra mexicana, no obstante se identificaron solo dos componentes (i.e., importancia subjetiva de la apariencia y la importancia subjetiva de la forma física) que en su conjunto retuvieron 14 reactivos (Blanco et al., 2017). También con población mexicana, un estudio replicó la estructura original de 10 componentes, aunque con diferencias en dos de ellos y eliminó 8 reactivos (Velázquez et al., 2014). Recientemente, una validación con población chilena reportó una estructura de siete componentes (i.e., orientación y evaluación de la actividad física, evaluación de la apariencia, preocupación por el sobrepeso, orientación hacia la apariencia, evaluación de la enfermedad, y orientación hacia la enfermedad), eliminando solo 4 reactivos (Cruzat-Mandich et al., 2019). Es posible que estas diferencias sean debidas a factores socioculturales que influyen en la valoración de la imagen corporal (c.f., Botella et al., 2008), como a diferencias metodológicas en el proceso de validación empleado.
Objetivos e hipótesis de trabajo
Los estudios antes descritos, y la relevancia que tiene el MBSRQ en la medición de la imagen corporal resaltan la importancia de contar con una versión válida y confiable que en población mexicana pueda ser empleada en la prevención y atención de condiciones psicopatológicas relacionadas con dicho constructo. Si bien existen validaciones previas de este instrumento con dicha población (Blanco et al., 2017; Raich et al., 1996; Velazquez et al., 2014), el estudio que aquí se reporta difiere de ellas en tres aspectos. Primero, a diferencia de Blanco y cols., aquí se emplea la totalidad de reactivos del MBSRQ a partir de su traducción al castellano por Botella y colaboradores. Segundo, se incorpora el empleo del análisis paralelo con la intención de decidir el número de factores a retener (c.f., Ferrando & Anguiano-Carrasco, 2010; Pérez & Medrano, 2010). El análisis paralelo es actualmente el método más recomendable para dicha labor (Hayton et al., 2004), aunque no muchos estudios en México actualmente lo emplean. Tercero, el proceso de validación aquí reportado incluyó un análisis factorial exploratorio a fin de detectar una estructura factorial tentativa para el MBSRQ, y un análisis factorial confirmatorio, el cual permitió verificar dicha estructura.
El objetivo de este estudio fue identificar la estructura factorial y consistencia interna del Multidimensional Body Self Relations Questionnaire en estudiantes universitarios mexicanos. Un objetivo secundario fue determinar su validez convergente con la autoestima, medida a través de la Escala de Autoestima de Rosenberg (EAR; Rosenberg, 1965). De acuerdo con Palomares et al. (2017) la imagen corporal está íntimamente relacionada con la autoestima y evidencia obtenida en población típica (Bener &Tewfik, 2006; Xie et al., 2003) y población psiquiátrica (Oh et al., 2017) indican que una percepción negativa de la imagen corporal se asocia a baja autoestima. Un último objetivo fue comparar entre sexos las puntuaciones de los factores detectados en este estudio para el Multidimensional Body Self Relations Questionnaire. Al respecto, existe evidencia de que mujeres muestran una mayor percepción negativa de su imagen corporal en comparación con hombres (López et al., 2008). En este contexto, las hipótesis de las cuales se parte son: a) la consistencia interna de cada factor detectado será ≥ .70; b) habrá una correlación positiva de intensidad media del puntaje total y por factor del MBSRQ con el puntaje total de la EAR; y, c) mujeres obtendrán un puntaje total y por factor menor, respecto al obtenido por hombres.
Método
Diseño
Estudio instrumental (Montero & León, 2007) que buscó identificar la estructura factorial, consistencia interna, y validez convergente de un instrumento de evaluación psicológica con una población diferente a la originalmente empleada en su diseño y validación.
Participantes
Se emplearon tres muestras de participantes reclutados mediante una técnica no probabilística de muestreo por conveniencia. La muestra A estuvo conformada por 408 estudiantes universitarios del área de Ciencias Sociales y Administrativas. Fueron 269 (65.9%) mujeres y 139 (34.1%) hombres, de entre 18 y 25 años (M = 19.95, DE = 1.45). El tamaño de la muestra A se eligió para contar con al menos 5 participantes por reactivo del instrumento a validar (DeVon et al., 2007). La muestra B incluyó 227 estudiantes del área de Ciencias de la Salud. Fueron 146 (64.3%) mujeres y 81 (35.7%) hombres, de entre 17 y 55 años (M = 21.24, DE = 4.03). El tamaño de la muestra B satisfizo los criterios requeridos para llevar a cabo un análisis factorial confirmatorio (Boomsma & Hoogland, 2001). La muestra C se conformó por 259 estudiantes del área de Ciencias de la Salud. Fueron 188 (72.6%) mujeres y 71 (27.4%) hombres, de entre 17 y 35 años (M = 19.98, DE = 2.55). Para las tres muestras, los criterios de inclusión fueron la participación voluntaria en el estudio, la firma de un consentimiento informado, contar con al menos con 16 años cumplidos y y el no haber sido diagnosticado previamente o actualmente con alguna entidad nosológica del DSM-V (American Psychiatric Association, 2013) relativa a la relación con su cuerpo. El único criterio de eliminación fue el responder en forma incompleta al instrumento aplicado.
Previo a la realización del estudio, todos los participantes fueron informados acerca de sus derechos de acuerdo a la Declaración de Helsinski revisada en 2013 (World Medical Association Declaration of Helsinki, 2013). La conducción de este estudio se apegó a la normativa y consideraciones éticas para la investigación con humanos vigentes actualmente en México (Sociedad Mexicana de Psicología, 2010) y en el extranjero (American Psychological Association, 2002).
Instrumentos
Multidimensional Body Self Relations Questionnaire (MBSRQ). Inventario de autorreporte con 69 reactivos organizados en siete factores (reactivo 1 a 57) y tres subescalas (reactivo 58 a 69). Los factores son: 1. “Evaluación de la apariencia” (6 reactivos), evalúa los sentimientos de atractivo físico o su ausencia, así como la satisfacción o insatisfacción relativa a ello; 2. “Orientación de la apariencia” (12 reactivos), evalúa qué tanto invierte la persona en el cuidado de su apariencia; 3. “Evaluación del estado físico” (3 reactivos), evalúa la sensación de tener o no aptitud física; 4. “Orientación del estado físico” (13 reactivos), evalúa cuánto le dedica la persona a mantener su forma física; 5. “Evaluación de la salud” (6 reactivos), evalúa los sentimientos de salud o enfermedad física que la persona percibe; 6. “Orientación de la salud” (8 reactivos), evalúa el grado en que la persona procura un estilo de vida saludable; 7. “Orientación de la enfermedad” (5 reactivos), evalúa el nivel de reactividad ante la enfermedad. Las subescalas son: 1. “Satisfacción de áreas corporales” (9 reactivos), evalúa la satisfacción con distintas áreas de la apariencia; 2. “Preocupación por el peso” (4 reactivos), evalúa la ansiedad que genera la presencia de grasa corporal, el conocimiento sobre el cuerpo, y aspectos relativos a la alimentación o la supresión de la misma; y 3. “Autoclasificación del peso” (2 reactivos), evalúa la percepción del individuo sobre su peso corporal. Los siete factores se organizan en una escala Likert con cinco opciones de respuesta que van desde “Totalmente en desacuerdo” a “Totalmente de acuerdo”, mientras que las subescalas multireactivo tienen un continuo de respuestas diversas, “Nunca” a “Muy a menudo” (reactivo 58), “Muy por debajo del peso” a “Obeso/a” (reactivo 59 a 60), “Muy insatisfecho/a” a “Muy satisfecho/a” (reactivo 61 a 69). En todos los casos el puntaje por reactivo va de 1 a 5 puntos. A mayor puntuación mayor satisfacción con la propia imagen corporal, por lo que la calificación del instrumento requiere invertir el puntaje de los reactivos que indican insatisfacción. La consistencia interna por componente tiene un rango de α de Cronbach = .73 a .90, y su confiabilidad test-retest con un mes entre aplicaciones va de r = .71 a .94 (Cash, 2015).
Escala de Autoestima de Rosenberg (EAR; Rosenberg, 1965), versión validada con población mexicana (Jurado et al., 2015). Inventario de autorreporte con 8 reactivos en escala Likert con cuatro opciones de respuesta que van desde “Muy en desacuerdo” a “Muy de acuerdo”. La escala se compone de un factor con tres reactivos positivos y cinco reactivos negativos, que en su conjunto explican el 36.44% de la varianza y tiene un α de Cronbach = .79. El puntaje por reactivo va de 1 a 4 puntos, excepto para los reactivos negativos en los cuales éste se invierte. A mayor puntaje mayor autoestima, aunque también se interpreta de acuerdo con la siguiente escala estimada por Jurado et al. (2015): autoestima baja (1 a 25), leve (26 a 28), alta (29 a 30), y muy alta (31 a 32 puntos).
Procedimiento
La muestra A completó solo el MBSRQ entre febrero y mayo de 2017; la muestra B y la muestra C completaron el MBSRQ y la EAR entre septiembre y noviembre de 2018 y en septiembre de 2021 respectivamente. Previa autorización de la institución educativa, para la muestra A y B la recolección de información se realizó grupalmente en su salón, en un tiempo aproximado de 20 minutos durante la hora de clase. Un investigador solicitó a los estudiantes su colaboración voluntaria en el estudio, explicó sus objetivos y aclaró dudas. Quienes decidieron participar firmaron un consentimiento informado y entonces contestaron el o los instrumentos. La muestra C completó los instrumentos mediante una batería en línea que incluyó una carta donde se explicaron los objetivos del estudio, se puso a disposición un medio de contacto con un investigador (CMSM) para resolver dudas y se solicitó el consentimiento informado para su participación.
Análisis de datos
Los datos fueron analizados en tres fases. En la primera fase se emplearon los datos de la muestra A y se realizó para identificar la estructura factorial del MBSRQ mediante un análisis factorial exploratorio. En la segunda fase se emplearon los datos de la muestra B a fin de verificar la estructura previamente detectada mediante un análisis factorial confirmatorio. En la tercera fase, con la muestra C se realizó un nuevo análisis factorial confirmatorio con el modelo obtenido en la fase previa. Esto se hizo debido al número de reespecificaciones realizadas y con la intensión de verificar el modelo finalmente obtenido (ver Resultados).
En la primera fase de análisis, se comenzó con un diagnóstico de los reactivos. Para cada reactivo se realizó un análisis de frecuencias de respuesta para identificar aquellos que concentraron un valor ≥ 75% en cualquiera de las opciones de respuesta extremas. También se calculó su media, desviación estándar, los coeficientes asimetría y curtosis (Reyes-Lagunes & García, 2008). Se consideró una distribución aproximada a lo normal cuando los valores para el sesgo y curtosis fueron ≤ |1.5| (Forero et al., 2009). Se realizó la prueba de normalidad univariada de Shapiro-Wilk, la cual se complementó con el cálculo del coeficiente de Mardia para verificar la normalidad multivariada. Posteriormente se condujo análisis de poder discriminativo con el criterio de grupos contrastantes mediante el cual se comparó con una prueba t de una cola para grupos independientes los puntajes totales del 25% de los participantes con puntajes más bajos y más altos (i.e., ≤ 1er cuartil vs. ≥ 3er cuartil). Pese a la distribución no normal de los datos (ver Resultados), se empleó la prueba paramétrica antes mencionada ya que se considera robusta, soporta desviaciones de la normalidad en los datos, y estudios de simulación han demostrado que es una mejor opción frente a pruebas no paramétricas incluso cuando se comparan grupos de n < 10 (de Winter, 2013). Adicionalmente, se estimó la correlación entre reactivos y la correlación reactivo-total corregida (Cortada de Kohan, 2004).
Previo al análisis factorial, se calculó el índice de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO), y la prueba de esfericidad de Bartlett. Además, a fin de evitar una sobreestimación de factores se realizó un análisis paralelo comparando los autovalores de los factores posibles contra el percentil 95 de los autovalores de los factores que se producen al azar (Horn, 1965). Entonces, se condujo un análisis factorial exploratorio con el método de mínimos cuadrados no ponderados (Lloret-Segura et al., 2014) sobre la matriz de correlaciones policóricas, seguido de una rotación oblicua promax. En la conformación final de los factores se contempló al menos tres reactivos por factor (Lagunes, 2017), cada reactivo con una saturación ≥ .40 (Gonçalves et al., 2019) e incluido en un solo factor (estructura factorial simple; Schönrock-Adema et al., 2009), la congruencia conceptual reactivo-factor y cada factor con una consistencia interna de al menos α Cronbach = .70. Adicionalmente, se estimó el Ω de McDonald, debido a que es un indicador más adecuado de consistencia interna cuando se tienen escalas ordinales (Ventura-León & Caycho-Rodríguez, 2017). Además, existe evidencia de que el α de Cronbach tiende a subestimar el valor de esta medida (Elosúa-Oliden & Zumbo, 2008). La consistencia interna se consideró aceptable con un valor ≥ .70 (George y Mallery, 2003).
Finalmente, se calculó una prueba t de dos colas para grupos independientes con la cual se comparó el puntaje medio obtenido por mujeres y hombres para cada factor detectado y para el puntaje total. Para este análisis, se empleó la d de Cohen como índice del tamaño del efecto, considerando un efecto pequeño, mediano y grande una d ≥ .20, .50, y .80 respectivamente (Aron & Aron, 2001).
La segunda fase de análisis de datos comenzó con el cálculo del índice KMO y la prueba de esfericidad de Bartlett. Entonces se realizó un análisis factorial confirmatorio con el modelo de máxima verosimilitud. Se consideraron como criterios para verificar la bondad de ajuste del modelo: índices de ajuste absoluto, prueba de chi cuadrada (χ2), chi cuadrada sobre sus grados de libertad (χ2/gl); ajustes de carácter parsimonioso, residuo cuadrático medio de aproximación (RMSEA) con su intervalo de confianza (CI), índice PCLOSE; ajustes parciales de carácter absoluto, índice de bondad de ajuste (GFI), índice ajustado de bondad de ajuste (AGFI); índices de ajuste incremental, índice de Tucker-Lewis (TLI), índice de bondad de ajuste comparativo (CFI). Se consideró valores de ajuste aceptable: χ2/gl ≤ 5, RMSEA ≤ .08, GFI ≥ .90, AGFI ≥ .90, TLI ≥ .90, CFI ≥ .90; y de ajuste excelente: χ2/gl ≤ 2, RMSEA ≤ .05, GFI ≥ .95, AGFI ≥ .95, TLI ≥ .95, CFI ≥ .95 (Cheng et al., 2016; Steppan et al., 2014).
En caso de ajustes no satisfactorios, se realizaron y evaluaron las reespecificaciones convenientes al modelo (Batista-Foguet et al., 2004). Para cada reespecificación, se consideraron criterios estadísticos (índices de modificación y saturación factorial de cada reactivo) y teóricos (coherencia conceptual reactivo-factor) a fin de mantener el valor conceptual del instrumento (Pérez et al., 2013).
Una vez identificado un modelo con ajustes aceptables, se realizó un análisis factorial confirmatorio multigrupo (Byrne, 2010) a fin de obtener evidencia de invariancia factorial entre sexos. Se compararon cuatro modelos: 1) Modelo configuracional: evalúa si el modelo utilizado es adecuado para los grupos comparados; 2) Modelo de medida: evalúa si las cargas factoriales son equivalentes para todos los grupos; 3) Modelo de covarianza estructural: evalúa invarianza entre las variables latentes o factores; 4) Modelo de invarianza residual de los reactivos: evalúa invarianza en los errores de medida. Siguiendo el criterio sugerido por Cheung & Rensvold (2002), la detección de invarianza factorial requirió un cambio en el CFI menor o igual a .01. (ΔCFI), de un modelo con menos restricciones a un modelo más restrictivo.
La tercera fase de análisis de datos incluyó los análisis adecuación muestral, el análisis factorial confirmatorio y el análisis factorial confirmatorio multigrupo descritos en para la fase previa. Sin embargo, con ajustes no satisfactorios no se realizaron reespecificaciones al modelo.
Los datos de las muestras B y C fueron colapsados y se evaluó su distribución normal con la prueba Shapiro-Wilk. Dada la distribución no normal del puntaje de la EAR (p < .05), se estimó la correlación de Spearman entre su puntaje total y el puntaje total y por factor de la MBSRQ. Para este caso, se consideró la Rho como indicador de una correlación trivial con valores menores a .10, de .11 a .29 baja, de .30 a .49 media, de .50 a .69 alta, de .70 a .89 muy alta, e igual o mayor a .90 como perfecta (Ellis, 2010). Finalmente, dada su distribución normal (p > .05), se realizó un ANOVA 2 muestras (B vs. C) x 2 sexos (mujeres vs. hombres) para comparar los puntajes medios de hombres y mujeres de cada muestra obtenidos en el MBSRQ. Se estimó la ηp2 como indicador del tamaño de efecto, considerando un efecto pequeño, mediano y grande una ηp2 ≥ .01, .06, .14, respectivamente.
Para el análisis de resultados se emplearon los programas SPSS v.20, AMOS v.21 y FACTOR v.10.8.02. Un resultado se consideró significativo con una p ≤ .05.
Resultados
Estructura factorial exploratoria
Ningún reactivo concentró ≥ 75% de respuestas en cualquiera de las opciones de respuesta extremas. La media y desviación estándar de los puntajes de cada reactivo estuvo en el rango de 1.54 a 4.11 y .74 a 1.41 respectivamente, en todos los casos con un coeficiente de asimetría y curtosis ≤ |1.50|. Para el puntaje total del instrumento, los valores fueron M = 219.98, DE = 19.12, coeficiente de asimetría y curtosis ≤ |.22|. No hubo evidencia de normalidad univariada en ningún reactivo (p < .05). El conjunto de datos se distanció también de la normalidad multivariada, el análisis de Mardia mostró un coeficiente de asimetría = 245.01 (p = 1) y un coeficiente de curtosis = 1891.12 (p < .01). De los 69 reactivos originales, se eliminaron siete por no alcanzar significancia estadística en el análisis de poder discriminativo (p > .05; i.e., 23, 32, 45, 47, 58, 59, 60), en comparación con los restantes que sí lo hicieron (p ≤ .05). De los 62 reactivos hasta aquí retenidos, 22 más fueron eliminados (2, 17, 18, 19, 27, 28, 31, 36, 37, 40, 42, 48, 49, 61, 62, 63, 64, 65, 66, 67, 68, 69) por mostrar una correlación reactivo-total corregida r < .20. Los reactivos restantes mostraron una correlación r ≥ .20 ≤ .60. Este último valor indicó ausencia de multicolinealidad. Los 40 reactivos entonces retenidos fueron empleados en la conducción del análisis factorial exploratorio.
Las pruebas de adecuación muestral mostraron un índice KMO = .90 (IC = .90 a .91) y una prueba de esfericidad de Bartlett = 6368.2, p < .01, que en su conjunto confirmaron la pertinencia de los datos para realizar un análisis factorial. El análisis paralelo mostró la presencia de 4 factores cuya varianza explicada rebasó el percentil 95 de la varianza explicada por factores aleatorios (Figura 1).
Los resultados del análisis factorial exploratorio se muestran en la Tabla 1. Los factores fueron verificados mediante el análisis de congruencia conceptual reactivo-factor y el resto de los criterios antes delineados. En este proceso, cinco reactivos fueron eliminados por mostrar una carga factorial menor a la requerida (20, 25, 41, 51, 57). Los cuatro factores conformados explicaron el 48% de varianza y mostraron una consistencia interna en el rango de aceptable a elevada.
En la estructura exploratoria detectada, el Factor 1 incluyó 5 reactivos pertenecientes al factor “Evaluación de la apariencia” (correlación reactivo-total corregida r = .46 a .59). El Factor 2 incluyó 16 reactivos provenientes de los factores “Evaluación del estado físico”, “Orientación del estado físico”, y “Evaluación de la salud” (correlación reactivo-total corregida r = .40 a .77). El Factor 3 incluyó 8 reactivos pertenecientes a los factores “Orientación de la salud”, “Orientación de la enfermedad”, “Orientación de la apariencia”, y “Evaluación de la salud” (correlación reactivo-total corregida r = .32 a .51). El Factor 4 incluyó 6 reactivos provenientes del factor “Orientación de la apariencia”, y de la “Subescala de preocupación por el peso” (correlación reactivo-total corregida r = .32 a .58). Se detectó una correlación entre los factores 1 y 2, y del factor 3 con el 2 y el 4 (Tabla 1).
Las comparaciones entre sexos mostraron que en el puntaje total y en los factores 1 y 2, los hombres obtuvieron puntajes mayores respecto de las mujeres, ocurriendo lo opuesto en el Factor 4. No hubo diferencias en el Factor 3 (Tabla 2).
Estructura factorial confirmatoria
Muestra B
Las pruebas de adecuación muestral mostraron un índice KMO = .87, y una prueba de esfericidad de Bartlett = 3437.48, p < .01, que en su conjunto confirmaron la pertinencia de los datos para realizar un análisis factorial.
Debido a que el ajuste inicial del modelo fue insatisfactorio (χ2 = 1262.05 p < .001; χ2/gl = 2.27; RMSEA = .075 (IC .07 a .08); PCLOSE = .01; GFI = .74; AGFI = .70; IFI = .77; TLI = .75; CFI = .76), se procedió a revisar los índices de modificación con la intención de obtener el mejor modelo posible. El análisis se centró en las covariaciones de los términos de error de los reactivos pertenecientes a un mismo factor. Ello fue debido a que en el análisis conceptual de los reactivos y de su redacción se percibieron semejanzas que podrían haber ocasionado en el lector la sensación de redundancia; igualmente, la estructura gramatical de algunos reactivos pudo ser confusa. Ejemplo del primer caso son los reactivos “Es importante para mí tener una mayor fuerza física” y “Hago cosas para aumentar mi fuerza física”; mientras que ejemplo del segundo caso son los reactivos “Participar en deportes NO es importante para mí” y “Rara vez pienso en mis habilidades atléticas”. Este análisis llevó a la eliminación de 18 de los 35 reactivos (1, 3, 4, 10, 14, 15, 20, 21, 24, 25, 33, 34, 35, 41, 43, 46, 50, 51, 52, 54, 55, 56, 57). Para eliminar un reactivo, se consideró su carga factorial, coherencia conceptual del reactivo con el factor, y su estructura gramatical. El mayor número de reactivos eliminados correspondió al Factor 2. El resultado fue un modelo con ajuste de aceptable a excelente para los indicadores χ2/gl, RMSEA, PCLOSE, GFI, IFI, TLI, CFI, mas no así para χ2 y AGFI (Tabla 3). Para esta estructura mostrada en la Figura 2, tres factores mostraron una consistencia interna en el rango de aceptable a elevada, Factor 1: α de Cronbach = .78 y Ω de McDonald = .79; Factor 2: α de Cronbach = .85 y Ω de McDonald = .86; Factor 3: α de Cronbach = .71 y Ω de McDonald = .72. Sin embargo, el Factor 4 tuvo valores inaceptables, Factor 4: α de Cronbach = .66 y Ω de McDonald = .67. La correlación entre factores se muestra en la Tabla 4.
Indicadores de ajuste para el análisis factorial confirmatorio para muestras B y C
* p < .05
Correlación entre factores para muestras B y C
La Tabla 5 muestra los resultados del análisis factorial confirmatorio multigrupo para la comparación entre sexos con la muestra B. Los datos indican que el ajuste es aceptable en todos los casos. Ello confirma que las cargas factoriales de los reactivos y los factores latentes son equivalentes para hombres y mujeres.
Muestra C
Las pruebas de adecuación muestral mostraron un índice KMO = .80, y una prueba de esfericidad de Bartlett = 1511.7, p < .01, que confirmaron la pertinencia de los datos para realizar el análisis factorial.
El modelo tuvo ajuste aceptable para los indicadores χ2/gl, RMSEA, IFI y CFI, mas no así para χ2, AGFI, GFI, TLI, PCLOSE (Tabla 3). En esta estructura, dos factores mostraron una consistencia interna en el rango de aceptable a elevada, Factor 1: α de Cronbach = .84 y Ω de McDonald = .84; Factor 2: α de Cronbach = .71 y Ω de McDonald = .74. En cambio, dos factores mostraron una consistencia inaceptable, Factor 3: α de Cronbach = .61 y Ω de McDonald = .65; Factor 4: α de Cronbach = .62 y Ω de McDonald = .68. La correlación entre factores se muestra en la Tabla 4.
La Tabla 6 muestra los resultados del análisis factorial confirmatorio multigrupo para la comparación entre sexos con la muestra C. Si bien el ajuste es aceptable para RMSEA y su IC no lo es para el CFI. Pese a lo anterior, la ausencia de incrementos en este indicador muestra una equivalencia estructural entre sexos.
La correlación entre la EAR y el MBSRQ fue para el puntaje total rho = .37, Factor 1 rho = .47, Factor 2 rho = .19, Factor 3 rho = .20, con una p ≤ .001 y para el Factor 4 rho = .02 con una p > .05. Finalmente, en los puntajes datos obtenidos para el total y por factor del MBSRQ y analizados mediante ANOVA bifactorial, no se detectó un efecto principal para el factor muestra y la interacción muestra por sexo (p > .05), como tampoco efecto principal para el factor sexo para el caso del Factor 3 del instrumento. La Tabla 7 muestra los resultados del efecto principal para el factor sexo en el total y los factores 1, 2 y 4 del MBSRQ.
Discusión
El objetivo principal de este estudio fue identificar la estructura factorial y consistencia interna del MBSRQ en estudiantes universitarios mexicanos. Adicionalmente, se buscó determinar su validez convergente con la EAR y verificar la ocurrencia de diferencias entre sexos en los puntajes obtenidos en la estructura detectada. Los resultados mostraron que este instrumento está conformado por cuatro factores con invarianza factorial entre sexos: Factor 1, Evaluación de la apariencia (reactivos: 30, 5, 39, 11); Factor 2, Orientación del estado físico (reactivos: 16, 6, 26, 44, 53); Factor 3, Orientación de la salud (reactivos: 9, 38, 7, 8, 29); Factor 4, Orientación de la apariencia (reactivos: 22, 12, 13). La consistencia interna de los factores 1 y 2 resultó en el rango de aceptable a elevada, mientras que la del Factor 4 resultó inaceptable. El Factor 3 presenta datos controvertido, en dos análisis con muestras independientes, en el primero de ellos su consistencia interna fue aceptable, mientras que en el segundo fue inaceptable. El MBSRQ presentó validez convergente con la EAR y se detectaron diferencias significativas entre sexos en el sentido predicho por la literatura, al menos para el puntaje total y en tres de los cuatro factores (i.e., Factor 1, Factor 2 y Factor 4).
La estructura de cuatro factores fue identificada por análisis paralelo, lo que garantiza que cada factor aporta una contribución por encima del azar a la varianza explicada (Horn, 1965). Además, en su conformación mediante análisis factorial exploratorio, cada factor cubrió los requisitos de retención. Lo anterior sugiere su congruencia conceptual y una estructura estadística consistente. Pese a la pérdida de factores respecto a la estructura original, para esta validación se preservaron tres de ellos: “Evaluación de la apariencia”, “Orientación del estado físico”, y “Orientación de la salud”, si bien con un menor número de reactivos en cada uno. Se retuvo también el factor original “Orientación de la apariencia”, aunque se le agregó un reactivo perteneciente a la subescala “Preocupación por el peso”. Posteriormente un análisis factorial confirmatorio requirió la eliminación de poco más del 50% de reactivos, principalmente del Factor 2, a fin de alcanzar un ajuste de adecuado (GFI) a excelente (χ2/gl, RMSEA, CFI, IFI, TLI). Debido a esta pérdida de reactivos, se procedió a hacer un segundo análisis factorial confirmatorio que evaluara la estructura reespecificada. Esto dio como resultado cuatro indicadores con un ajuste adecuado (χ2/gl, RMSEA, CFI, GFI, IFI) mientras dos más tuvieron un ajuste cercano a lo aceptable (AGFI, TLI).
La eliminación de factores y reactivos en la validación del MBSRQ aquí presentada, respecto de la estructura original, es consistente con otras validaciones de este mismo instrumento con población de habla hispana (e.g., Cruzat-Mandich et al. 2019; Raich et al., 1996; Velázquez et al., 2014). Este resultado pudo ser debido a diferencias culturales entre la población original con que se desarrolló y la población meta, que ocasionaron que los elementos eliminados no fueran representativos de la cultura e idiosincrasia de esta última.
La invarianza factorial entre sexos aquí reportada es consistente con el estudio de Blanco y cols. (Blanco et al., 2017), lo que indica que, pese a las diferencias en el proceso de validación, población empleada, y estructura factorial detectada, el MBSRQ tiene una forma equivalente para mujeres y hombres mexicanos. Este resultado es importante, porque garantiza la validez del uso de este instrumento en estudios que investigan diferencias ligadas al sexo respecto de la imagen corporal (e.g., Blanco-Ornelas et al., 2017).
La consistencia interna de la estructura aquí reportada con análisis factorial confirmatorio es controvertida. El Factor 1 y Factor 2 mostró una consistencia interna entre aceptable y elevada, evaluadas por α de Cronbach y Ω de McDonald (George & Mallery, 2003). Para dichos factores, los valores obtenidos son también semejantes a los reportados en la escala original (Cash, 2015) y para otras validaciones con población mexicana (Blanco et al., 2017; Velázquez et al., 2014). Por otra parte, para el Factor 3 analizado con la muestra B, tanto el α de Cronbach como Ω de McDonald indican una consistencia interna aceptable (i.e., ≥ .70) de acuerdo a George y Mallery (2003; c.f., Ventura-León & Caycho-Rodríguez, 2017). En cambio, este mismo factor analizado con la muestra C cae por debajo de este nivel para ambos indicadores, aunque Katz (2006) ha señalado que un valor de ≥ .65, es aceptable. Igualmente, el Factor 4 “Orientación de la apariencia” se encuentra por debajo de criterios convencionales de aceptación (e.g., George y Mallery, 2003) aunque alcanza el criterio propuesto por Katz (2006). En consecuencia, se puede argumentar que los factores 3 y 4 poseen una consistencia interna aceptable (Katz, 2006).
Evidencia de validez convergente para el MBSRQ aquí validado proviene de la correlación entre el puntaje total de éste, y del puntaje obtenido para el factor “Evaluación de la apariencia”, con el puntaje total de la EAR. Estos resultados son consistentes con datos obtenidos con niños y adolescentes (Mirza et al., 2005; van den Berg et al., 2010), y jóvenes adultos (Lin & Lin, 2018; Pop, 2016), particularmente al evaluar su autoestima por apariencia física (López et al., 2008).
El menor puntaje obtenido por mujeres en el total y en el factor “Evaluación de la apariencia” y “Orientación del estado físico” y el mayor puntaje en el factor “Orientación de la apariencia” contribuyen a demostrar la validez del MBSRQ aquí reportada. Si bien el tamaño del efecto es pequeño, estos datos son conceptualmente coherentes y consistentes con la literatura que indican una mayor insatisfacción de las mujeres con su imagen corporal (Blanco-Ornelas et al. 2017; Cruzat-Mandich et al., 2019; Faith & Schare, 1993). Adicionalmente, el haber conservado el factor “Orientación del estado físico” en esta validación, puede resultar de utilidad para inicialmente evaluar el interés en realizar acciones para alcanzar o mantener la imagen corporal deseada, y posteriormente indagar con otros medios el tipo de acciones que se realizan. Ello debido a la evidencia de que la insatisfacción corporal está asociada a conductas de riesgo en ambos sexos (Cruz-Sáez et al., 2013; Francisco et al., 2011; Griffiths et al. 2017; Toro & Vilardell, 1989).
Consideraciones y limitaciones de este estudio
En el proceso de validación empleado en este estudio, previo el análisis factorial exploratorio se condujo un análisis paralelo. Esto para determinar en forma objetiva y confiable el número de factores a retener. Una vez establecida la estructura exploratoria, un análisis factorial confirmatorio ajustó en forma aceptable un modelo, al retirar más del 50% de reactivos integrados en la estructura exploratoria.
Mediante dos análisis factoriales confirmatorios con muestras independientes, la estructura identificada para el MBSRQ mostró un ajuste aceptable para algunos indicadores (χ2/gl, RMSEA, CFI, IFI), aunque marginal para otros (AGFI, TLI). Igualmente, se reportó un valor significativo para la prueba χ2, el cual pudo haber sido debido que este criterio es muy sensible al tamaño de la muestra (Byrne, 2010).
En este estudio además, el MBSRQ evidenció validez concurrente con la EAR y se identificaron diferencias ligadas al sexo en el sentido predicho por la literatura.
Entre las limitaciones de este estudio se encuentra el haber empleado únicamente población de estudiantes universitarios lo que limita la generalidad de su empleo. Futuros estudios deberán emplear múltiples poblaciones (e.g., estudiantes, población general, población clínica) a fin de continuar el proceso de validación del MBSRQ para su uso en México.
Otra limitación consiste en que la estructura originalmente detectada mediante el análisis factorial exploratorio no tuvo un buen ajuste inicial al ser evaluada mediante el análisis factorial confirmatorio. Ello ocasionó un número importante de reespecificaciones del modelo y la eliminación de varios reactivos. Al emplear esta estrategia de poda de reactivos se corre el riesgo de capitalización al azar, que implica el hecho de que las modificaciones a un modelo que permiten su ajuste a la muestra, resultan inadecuadas para su ajuste a una población (Batista-Foguet et al., 2004). Esto particularmente cuando los criterios de ajuste se basan principalmente en consideraciones estadísticas, omitiendo la teoría o conceptuación del instrumento. Sin embargo, las reespecificaciones elaboradas partieron de criterios tanto estadísticos como conceptuales, y la evidencia de validez convergente y las diferencias entre sexos reportadas acorde a lo reportado en la literatura, justifican considerar válida la estructura del MBSRQ aquí reportada. Pese a esto, nuevos estudios que empleen análisis factorial confirmatorio y otras estrategias de validación (e.g., divergente y predictiva) son requeridos.
Relacionado con la anterior, pese a la ausencia de normalidad multivariada, en este estudio no se empleó análisis factorial confirmatorio robusto. Lo anterior implica que los indicadores evaluados pudieran presentar sesgos.
Finalmente, el valor α de Cronbach y Ω de McDonald en el Factor 4 especificado durante el análisis factorial confirmatorio indica una consistencia interna por debajo de niveles aceptables de acuerdo a George & Mallery (2003) aunque aceptables de acuerdo a Katz (2006). Futuros estudios deberán resolver las actuales controversias respecto a la validez interna del MBSRQ para su uso en población mexicana, universitaria y general.
Conclusiones
El MBSRQ validado con población universitaria mexicana posee propiedades psicométricas aceptables en cuanto a su validez de constructo (Pérez-Gil et al., 2000), evidencia de validez convergente y es sensible a diferencias ligadas al sexo en la imagen corporal, validándolas dada la invarianza factorial detectada. Igualmente, tres de sus factores (i.e., 1, 2 y 3) muestran una consistencia interna aceptable de acuerdo con criterios convencionales. No obstante, la consistencia interna de uno de sus factores es dudosa (i.e., 4), por lo que los datos de este factor deber ser interpretados en forma cautelosa. El conjunto de estos resultados hace del MBSRQ un instrumento útil para su uso en estudios en contextos clínicos y psicoeducativos en México.
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