Psicología Iberoamericana

ISSN: 1405-0943

psicología.iberoamericana@uia.mx

Universidad Iberoamericana, Ciudad de

México

México

Unikel Santoncini, Claudia; Caballero Romo, Alejandro

La Escala Modificada de Alexitimia de Toronto, Validación en Pacientes Mexicanas con Trastorno de

la Conducta Alimentaria

Psicología Iberoamericana, vol. 13, núm. 2, 2005, pp. 88-95

Universidad Iberoamericana, Ciudad de México

Distrito Federal, México

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88

La Escala Modificada de Alexitimia de Toronto,Validación en Pacientes Mexicanas conTrastorno de la Conducta Alimentaria'

T"e Modijied Toronto Alexithymia Sca/e, Validationin Eating Disorder Mexican Patients

Claud ia Unikel Sa ntnnc tni' y Alejandro Ca ballero Rom oh~ I n n u ;'Il , ( "rn ' '' I. lit. 1· ~ lC..Il I \l Jth R , 'IU' IU. U ,.., P . JI: .'\h "'l1.

Resumen

El objetivo de este trabajo fue obtener la validación de la Escala de Alexin mia de Tcronto (lAs-20). en una muestraproposil iva de muje res mexicanas con tras torno de la conduela alimentaria que acude n a la Clínica de Trastornos de laConducta Alimentaria del Instituto Nacional de Psiq uiatria Ramón de la Fuente Muñiz. La escala original consta de 20preguntas que se divi den en tres subescelas. El análisi s factorial arrojó dos factores que explicaron 49.7% de la varian­za total y un alpha de Cronbach de .84. La distrib ución final en suhescalas fue similar a la versión orig inal. las cualesobtuvieron valores alfa de Cronbach de .84 y .1 1 respecti vamente. La escala presenta criterios de validez y conñabih­dad que sugieren su utilidad para evaluar a la población mencionada.

Pabhr.n c1a\t': alexitim¡a. trastornos de la con ducta alimentaria. T"s-20. rep roducíbilided de resultados. México

Abst raer

The purpo se of rhis study was lo validare the zü-item Tororuo Alexithymia Scate IT"s-20) in an intemio nal sample ofMexican women with eating disorders at the Eating Disordcrs Unit of The Nano nal lnstitute o f Psycbiau y Ramón de laFuente Muñ¡z, The or iginal scale has 20 cuestions divi ded in 3 subscales. Tbe validit y anal ysis yielded 2 factors thatexplain ed 49.7% o f the total vana nce with a Cro nbac h's alfa of .84 . The final nem distnbution in subscales was similarlo rhe original versi ón. whicb obta ined Cronbach 's al fa sco res of .84 and .71 respecuvely. Tbe analys¡s suggests thescate's edcquacy for assessing this populat ion.

Kt') wurd a: alexirh ymia . eaun g disorders, T"s-20. results reproducibihry. M éxico

las deficiencias en la capacidad para d iscriminar en­tre las sensaciones corporales y las emociones en per­sonas con rrasrom os de la conducta a limentaria. hansido ampliamente documentadas en la lite ratura a par­tir de que en 1962. Ililde Bruch describ ió las distor­siones perceptuales y cognosci tiva s de pacien tes conanorexia nerviosa. resa ltando en tre ellas la fa lta deprecisión para percibir e interpretar cognoschivamcntelos estímulos que surgen del cuerpo. ta les como lafalla para reconocer signos de necesidades nutricio­nale s. Esta capacidad fue denom inada por la autora

co nciencia de la tnterocepci ón y ha sido ident ificadacomo un asp ecto fund amental en la anorexia nervio­sa tBruch. 1973 1.

La conciencia ínteroceptiva o emocional puedeser definida como la identificación. compre nsión cog­nosc itiva y experiencia subjetiva de los estado s emo­cionales, Se ha postu lado que hay un co ntinuo en eldesarrollo de esta capac idad. que fluctúa desde la sim­ple con ciencia de las sensac iones corporales hasta laapreciac ión simultanea de emociones en uno mismo yen los demás (De Groot. Rodin & Olmstcd. 1995),

1Tr abajo p.-cW'n la<l(l nl c:l XVII ennllR'toO lk].. A"'lCi..dnn P,iquii1lmc.. Mni~n... C..n'·ÚII. Uuiman.. 11.<..... no remere d.. ;:uOl .1 l) trI ~ l r cO""~f'\Ind"n~la 1: Oll''C'cción d.. ln......Ii'...¡onn Epldcm";l lo,il:u)" PsI("Ol,'II.'IlII..~. In'llIulo NlICltmlll d.. PM"lUIIUri.. Ram"'n "'.. la Fu..nlo;'

Mul\i <t.. Ca" . M<b; ico-Xtlchlmilc.... tOl oMt~¡«> Ot. 101)70 . e ....rrec ..lo;'('lnlmco : uni l ..hv.r,lmp.edu .m\

La deficiencia en la habilidad para procesa r la s e xpc­ricncias e mociona les en la vida adulta ha sido deno­minada dk ril imia n "la ausencia de pa labras paradefinir a los sen timientos" tS ifneos. 1972 c itado enlt onon. Gewirtz & Kreurtcr. 1992: S ifnc os. 1973 ).l a alexirirnia es un constructo psicol óg ico or iginal­mente propuesto por Ncmia h y Sifneos ( 1970 ). qUL'

fue desarro llado con base en los trabajos qu e se rcali­1<1rOIl e n pacientes con enfermedades psicosomáticasclásica s. Estos auto res encontraron que a dife renci ade los pac ientes ne uróticos. mucho s e nfe rmos som á­nc am eme tenian una ma rcada d ificul tad pa ra dcscn­bir se ntimientos subjetivos. una imaginación muypobre y un estilo cogn osci tivo que se caracteriza porser literal, uti lita rio y or ientado hacia lo externo .

Se ha hipotetizado que la limitada habilidad que elind ividuo alexnimico tiene para procesa r cognoscni­vamente las emociones. es deci r que éstas sean experi­mentadas como estados consc ientes. lo lleva a enfoca rsey a amplifica r la s sen saciones somát ica s qu e acom­pa ñan la apar ición de emociones y/o de acc iones fisi ­cas como una respuesta inmediata al malestar (Barsky& Klerman. 1983: Lesser, 1985 ). Esto puede exp li­ca r la te ndencia de los indiv iduos co n ca rac reri sticasalexitímicas para desarrollar hipondriasis y trastor­nos somatoformes, así como su proc liv idad para re­gular la ten sión mediante conduct as compulsivas atra vés de la sobre ingestión a lime ntaria . e l abu so desustanci as o la au to inan ición característi ca de la ano­re xia nervosa. y es probab le que estos sin tomas. seanentendidos como inte ntos desesperados pa ra a liviaruna se nsación de vad o inte rno o de calmar estadosincon trol ables de excit ación emocional (Lesser. 1981 :Tayl o r, 198-l).

En estudios rea lizados con d iferentes gru pos depac ientes con padec imiento s psiqu iát ricos se ha n en­co ntrado niveles el evados de al exit imia. por ejemploen usuario s de dro gas (Taylor, Pa rker & Bagby, 1990).es tr és post-traum ático (Zei tl in & Mc Nally. 1993).trastornos de pánico IParker, Taylor. Bagby & Acklin,1993: Ze itlin & Mc Nally. 1(93) Y trastorno soma ro­forme del dolor tf'ox. Kucb. Parker. Shulman & Evans.1994 ). Sin e mbargo. los nive les mas elevados han sidoencont rados en pac ientes con anorexia nerv iosa tHour­ke. Taylor. Parker& Bagby, 19( 2) 177 . 1% 1. si n ex is­tir una relación con la pérdida de peso o la durac iónde l padecimiento. Ot ros estu d ios rea liz ados con pa­cientes con trastornos de la cond ucta alimenta ria. hanreportado nivel es el evados de ale xitimia (entre 48%}: 63% ) en anorexia nerv iosa y e ntre 40 % y f13% e nbu limia nerviosa . med ido s con ellA~-20 (Coc hra ne.

Brewen on. Wilson & llodges. 11)93: De Grool l:lI1/.•1995 : Jimerson , Wolfe, Franco. Covino & Sirocos.199-l: Schmidt . Ji wuny & Treasurc . 1993 ). Co ntra­ria mente a estos ha lla zgos. a l compara r los nivel esde ale xit imia ent re subgrupos d iagn ósticos de tras­torn os a lime nta rios. los resul tados han sido inccnsis ­rentes. probablem ente debido a la comorbilidad cl ínica)' a la presenc ia d e: tras tornos de la perso nalidad (Scx ­Ion, Sundny, Ilu rt & Hal mi. 19%1 .

El construc to de alex inmia se ha encontrado conuna serie de: c riticas desde su aparición en los añossete nta . princi palmente debido a que en un inicio seca recía de datos que: apoy aran su influencia en la for­mación de sintomas somát icos. y a la ausenc ia de ins­uumernos de medición adecuados. Estos obstáculos hansido superados sin emba rgo. a partir de qu e se ha lle­vado a cabo investigación empírica para proporcio narvalidez a dicho co nstructo y con el desarro llo de uninstrumento vá lido y confia ble como es la esc ala dealexitimia de Toronro. fa cua l ha sido ampliame nte uti­lizada pa ra lle var a cabo investigación co n diferen tespadecimientos psiqu iátricos (Tay lor, Parker, Bagby &Bourkc. 1996). La escala ha sido traducida a 18 idio­mas. y los datos obtenidos ind ica n que esta ma ntieneuna estructura de tres factores en la mayoria de loscasos (Taylo r. Bagby & Parker. 2003). S in embargo.e l factor 3 " pensamiento orientado hac ia lo exte rno" .ha carec ido de buena confiabilidad en la mayoría de lastraducciones. lo cual ha sido atribuido a qu e este fac­tor co r uiene c uatro preguntas en sentido negativo yquees probable que: las respuestas de los sujetos hayan sidoa fectadas por un sesgo e n la forma de responder. comofue reportado en un estudie realizado en una mue strade es tudiantes pe ruanos t Loiselle & Ccssenc, 2001 ).

Como consecue nc ia de la fa lta de homoge nei daden los resultados. los investigadores se han pregu ntadosi es que el constructo de alexitirnia es vá lido a travésde diferen tes culturas y si por lo tanto las diferent estraducci ones del instrumento dem uestran val idez ycon fi abili dc d. Esto s cuestionamiemos son pertinen ­tes en cua nto qu e la exp res ión y la verba lizac ión delas emoc ion es va ria a través de las culturas: sin cm­bargo . como mencion a Wierzbick a t 1999) (citado enTaylor er ul.• 2003). todos los id iomas tienen unapal abra para decir "sentir". y la ev idenci a sugiere queen tuda s las culturas las personas d isting uen Iing üísti­cnmente (y en panicu lar léxicumemeI entre d iferentest ipos de e mociones. Por lo ta nto , es te aut o r co ncluyequ e existen aspectos comunes y aspec tos que cultu ­talmente dist ingu en la forma en que las pe rsonas pien­sa n y desc ribe n las e moc iones.

90

La Fi nalidad del presente trabajo es po r \0 tant o.ob ten er la con fiabil idad y va lide? del TA" - ~() en pa­cie r nes con trastorno de la conducta ali men tar ia. deforma que se pueda contar con un instrumento enM éxico con el cual poder llevar ,1 ca bo investigaciónsobre la presencia de alexi timia en pacientes con diag­nóstico y en riesgo de trastornos de la conducta ali­menta ria .

~l élUdo

S ujetos

Se ut ilizó una muestra de 386 mujeres con diagnósti­co de Trastorno de la Conducta Alimentaria segúnlos criterios diagnóst icos del DS"-HV ( APA. 1994 ). Lasubd ivisión por tipo diagnóstico resultóen 8.2% pa­c ie r nes con anorexia nerviosa restrictiva. 5.6% conanore xia nervosa compuls ivo/p urgativa . 43.9% conbulimia nerviosa. y 42.3% con trastornos de la con­ducta ali mentaria no especi ficado . La media de edadfue de 2 1 años (DE=S.S). con un promedio de 12.6( 01'::.4.6) año s de escolar idad. una edad de inicio de lpadec imiento de 16.2 (oE-=-3.8 ) años . y 4.7 (Of=S) añosde evolución del mi smo.

Instrumentos

l a Escala Modificada de Alexit imia de Toronto ( T....s·201(Bagby, Pa rker & Taylor, 1994 ) consta de 20 pre­guntas con cinco opciones de res puesta tipo l ikert(1<en total desacuerdo: 2""pa rcia lmente en desacuer­do : 3=ni de acuerdo ni en desa cue rdo: a-parcialmen­te de acuerdo : 5=1otalmente de acuerdo ). Se divide en3 subescalas que son: t , Dificult ad para identificarlos sent imie ntos y di st inguirlos de las sensacionescorpc rales.Z Dificultad para describir los senti mien­tos propios a los demá s. 3. Estilo de pensamiento orien­tado haci a lo ext erno .

l a versi ón util izada en este trabajo es la traducciónespañola realizada en el Departamento de PsicclogiaSocia l y Merodologta de las Cienci as del Comporta­miento de la Unive rsidad de l país Vasco 1Rodrigo &lusiardo, 1992}. La escala fue validada en una mues ­tra de máxima varianza en poblaci ón mex icana (P é­tez-Rin c ón. Cortés, Oniz. Peña, Ru íz & Diaz, 1997 ).En esta versión. a diferencia de la ver sión inglesa de lcuestionario se ob tuvieron solamente dos factores : dis­criminación y descripción de las emociones y pensa -

miento ori entado hac ia lo externo. El inst rumento sa­risflzo los criterios de validez y confiab ilidad tal­pha=.87).

El Earing Disordcrs lnventory-t m {Gamer. 01015·ted & Polivy, 1983 ) es una prueba rnulrifac éncu r aramedi r las d imensiones ac titudin alcs y conductualesrelevantes para la anorexia nerviosa y la bulimia . Elcuest ionario es autoaplicable y co nsta de 64 pregun­tas tipo Like rt con se is opciones de respuesta (nunca .cas i nunca , a lgunas veces. bastantes veces. cas i sicm­pre y siemp re ), Se divide en ocho subes cala s: / . Mo­tivación para adelgazar. 2. Bulimia. 3. Insatisfacc ióncorporal. 4. Ineficacia. 5. Perfeccio nismo . 6. Deseen ­fianza intcrpcrsona l. 7. Consciencia interoceptiva yll. Miedo a madurar. l as primeras tres subescalas .evalúan acritudes y/o conductas rel ac ionadas con elcomer y la sati sfacc ión con la forma del cuerpo . míe n­Iras que las siguientes eval úan caractertsricas psico­lógicas propias de los trastornos al ime ntarios. El F.f)1

fue va lidado en México en una muestra de 669 rnuje­res estud iantes (Xedad= 18.5: 01:=2.6) {Álvarez &f ranco . 200 1). mostrando una estructura factoria lsimi lar a la planteada originalmente por sus autoresy valores psicométricos adecuados. y en una muestrade pacien tes con Trastorno de la Conduela Alimenta­da (N=523 ) con una medi a de ed ad de 19.9 añosIIlF=3.9 ). estudio en el cual se obtu vo una estructurade sei s fac tores (a l ser el iminadas las subescalasperfeccionismo y desconfianza interperso nal ¡con valo­res de conti abilidad alfa de Cronb ach adecuados ( U OI ~

kel. Bojorquez, Carreño & Caba llero. en prensa).

PrtluJim ;ell ltl

los cuest ion arios fue ron apl icados a todas los pa­ciernes de primera vez que acudieron a la CJinica deTra stornos de la Conducta Alime ntaria dellnsututoNacional de Psiquiarria Ramón de la Fuente Muñíz enun periodo de cinco años . El cuestiona rio se ap licó enconjunto con una serie de pruebas psico lógicas en lamisma ses ión. sin embargo para la presente investiga­ción se utilizaron únicamente los datos arrojados porla TAs-20 en la versión estandarizada y va lidada conpoblación mexicana y los datos arroj ados por e l H I I .

Resut tad us

Los hems de la esc a la fuero n sometidos a un análi sisde consistencia interna mediant e un aná lisis de C<lO·

La E~31a .\ lo(h ficada de- Alemema de Toronto, \'alldaciÓll en Pa\' l e l1le~ \lC\ICana i con 'I ra-tomo de la Conducta Ahmen tana 9 1

fiabil idad al pha de Cronbac h. Se con sideraron váli dosaque llos. items que o btuvieron un a correlació n ítem­total mayor o igua l a .J O. t\ travé s de este m étodo seencontr óq ue oc ho items obtuvie ron puntuacion es me­nores a .J O. por lo c ual fue ron e liminados para rcali­lar los siguientes aná lisis. La mayorta de estos i lt'l1Is

correspo ndían a la subescala " pensamien to o rie ntadohacia lo externo' de la vers ió n original en inglés .

Para co nocer la es tructura psicom étricn de la escala.se 1lC'vóa cabo un análi sis racional de co mponentes prin­cipalcs C( Jn rotació n oblimin con los I~ it('III_~ res tantes.el cua l arrojó tre s factores despu és de 24 iteracionesque e xplicaron 49.7%1de la varia nza total. La dis tribu­c ión de los ücrns resultó muy simi lar a la versión orig i­nal que se divide en tres subescalas: sin embargo. unode los factores quedó formado por sólo dos items moti­1,'0 por el cual fue elim inado (tabla 1).

De esta ma nera el instru mento quedó formado por10 ítems divid idos e n dos fac to res con sei s y cu atro

preg untas res pect ivame nte . El fac tor I "dificul tadpara ide ntificar em oc iones". co n una va rianza ex pli­cada de 40'%. )· el Iact or 2 "dificultad para expresarem oc iones" con una va rianza e xplic ada de 9.6%. yo btuvo un al pha de Cro nb ach de .7 1. La corre laciónentre factore s fue de r =.573 sig ni fica t iva a l ,111.

La esca la mostró una consiste ncia interna acepta­ble (al pha de Crunbac h "" .1\4 1. as í como cada un o delos factores 1FI =.84 Y F2=.71). Se e nco nt ra ron di fe­rencias en los va lores medios del t x...-20 entre gruposdiagn óstico s. co n las puntuac ion es mayores pa ra. elgru po de bu limia ne rv iosa y la s menores par a Tras­lomos de la Co ndue la A limentaria no especificadosen am bas subcsc alas (ta bla 2 ). No se e ncom ra ron di ­ferenc ias signi fica tivas por edad. t iempo de evolucióno edad de inicio del padec imi ento a l realizar un análi ­sis de d iferenc ia s de medias de dos fa ctore s: Ffedad.edad de inicio ¡ =.780. p> .05 : Ftescolaridad y tie mpode ev o lución) =.897. p>.05 .

Tahl a l . r\ OlUid~ Iac torl al

FOClOr /

(h j kllltud f1<lru ¡den/l/icor enweion(J l or ion: o IMol explicada = ./0,11%l aror EiKen • ./_h

Alplw de Cnmhuch • .tu

h"m CUrJlOJf oc toriol cs

I A menudo estoy confusa sobre qce es lo que Siento ."8 1

e Cuando eslo)' alterada no ~ si eslOY triste. asustada (1 enojada ,62' 0

7 A menudo estoy confu~ sobre mis sens.:tc lones corporales .6] 78

9 Tengo sentlmlenlOS que no «íenunce .56]0

13 No sé lo que sucede demro de mi .67' 5

" A menudo no st por qué esto )" enojada .b0 17

Factor 1

I>din¡/M' / I'0rO n preJUr e"/I>('iOll<'.\ larlun: o total e",pfle-odo • 96%retor 1:.';(Z~n • J_I

.f /l ,ha dr Cronh<Jrh • 71

I'~m ('a'):<J f fun or;ufel, Es dificil para mi enCOnlrar 141l'aJah/h naclaspara dn cr il'oir lo que sien lo ,6253

11 Me es dific il decir qué es lo que siento ante las personlli AM i>

" l a ¡ cllle me pide que desc riba mj~ o e\pliqut mas C0l110 me Slenl" .4692

17 Esdlfltll revela r mi' stnUm ielllos m.h mumos I!ldu s<> .578311 mis amlJOi mh eercancs

Et-Cala lolal \'aflanla lolal e,plicaw · 4Q.7· 'o

Alpha de Cron bllch - .84

92 Claudia Unike l Samo ncm¡ )' AIC' iandro Caballero Romo

Tabl a 2. Co m pa rae f ún por J:rupu\ dhlJ:nch ticO\

( -' ''<'1'10 ' ,.f:'\¡'R .4..\ ("1' HY H Il,íE ..fffU\ U

n - J .' w=.... ,," IM; 11= /r;.'," .r ., ,

"' .r "' r n

Dlficulud para idenll ficar emcctoues ,2I. Q 1.9 2::: ..- 'A :::·0 l .J 22.Q e.7 J .7 .0 12

Dificultad IlJU u prnar emoc iones 1" .2 ' .0 J ~ .q ' .7 I~ . 5 J .' 14 .1 ' .J J . I .0:'6

\"~- ¡\ n(ll'C' ~i¡¡ Ncn-,Kó1 Rc<>lri ':li l 1: , "n'" ....n"ll: \i ll Ntr\ " \ :¡ ( 'om ru l~iH' Purj!3Ii \'4; " ..... Kuhmill 'IIC'T\'O" ; Tane"'" Tra,l(' mn d~' l a Con ­dU" 3 Ahll"lCnl. na 1'Iou E;, f'I.....iÍlcado.Uu nfo:rrlJm: di lC' reocI ll' e nt re 8" ~ · lanC' .

Se ob tuvo la confiab ilidad test-retes! con 83 sujetosde la muestra quienes contestaron el cuestionario nue­vamente cua ndo menos seis meses después de la pri me­ra aplicac ión. Este análisis arrojó un coe ficiente decon fiabilidad alpha de Cronbach inicia l de .81y final de.83 para la escal a total y de .80-. 84 y .63-.74 para cadauno de los factores respect ivamente (tabl a 3 l.

Con e l obje t ivo de co mpa ra r nue st ros resultadosco n lo s ha llazgos de o tros auto res, se to mó en cue nta

la pu n tuación de la es cala total y el punto de co rte de61 o mayor para co ns id era r la presencia de alexiti­m ia . Bajo este criterio. 87 % de los sujetos de la mues­t ra se ubicaro n por arriba del punto de corte (X =74 ,DE"" 11.6 I, sin d iferencia s entre gru pos d iagnó st icos.

Final me nte. se llevó a cabo un anális is de co rrel a­ción de la pun tuac ió n 101al y de cada subescala delins tru me nto . con la s subesca las de l Earing Disorde rsInventory. Los resultados señala ron correlacio nes po -

Tabla 3. Con Oahll ld ad pret est -p cst est

Factor 1

[h (jr uflaJ pa ro iJ"nfificor ..",neio"", Corr..lociones ilft",. tota/

lt em " r.-In t ['O" .."

I A menudo UIO)' confuJa.scb re qut es lo que siento -4762 .71M

• Cuando U IO)' aheud.1 no I~ si n loy tri ste, I$ul lada o enojada .H 21 . ~ Q 8 3

7 A men udo el lo)' confusa sobre mis I("nuciones corpo ralu .6362 .46-47

9 Tengo lentlmie nlol que 00 idenlifico .5390 .7 1':61

IJ x c It lo que luce'd(" de'nlro de' mi .6 188 .7344

" A menudo no It po r qut nlo)' ("nojada .4771 .6483

Alpha de Cronbac h ,. .,.Factor 1

Dificultad pa re esnresar e»mC'ion..j

JI..", "",'''51 PO.f /(jf

2 El d ificil para mI (" ncon lnr las palabras naclu .54Q5 .5506para ducribir lo que siente

11 Me es d ifici l dec ir q ut ("1 lo que siento ante las pe rsonas .58·17 . 6 ~30

12 ...... I("nle me pid(" que du cn ba m,lis o e:o: plique 1Tl6s como me siento .3131 A OS3

17 El dific il revelar mis senlimlenlo s m.li s ¡numos incl uso . 2~0 1 .5378a mis amigos m.lis c("runos

Alpha de Cronbach .6J .H

Escala 10tal

"'Ipha de Cronhac h ... ."

L;¡ Escala ~ todi ficada de Ale, uuma de Toronto. \ 'a. luJa': lI'm en P ;¡ C 1 C'nl C' ~ \l C' \ "; ll n a ~ con Trastorno de la Conducta t\ h rnt'nlana 93

la h la 4, C ur retacío nev del [ a ll ns: Uh nn h' r\ I n H' n lll r~

cun la [ !ocn llil ,\ Intll riea d lil d e A It'\ l tl mi ll

Ea/JlI;': l.vcala \/od llk uda d" AIl'.l,tlftuu

/Jisurde" / 'l/Il/ lI" c iún nnat !J,' il'ulla.1 ¡¡ara lJ/.firu lta J para/m'l'n/un ;,I" IIII/)ra,. j ''''''C'Ü 'Il< '} est'resor ,' 11"'("10' ''')

\ IOli"tll:,ión JI,na .:Idel¡talllr .3 17- ,375- . 16 1-

Bulimia .1 76 - ..U3- , ~O l -

lnsans faccróu corporal .JOI - .310- .181-

("mlc lcnc ia lllle rOCepll\a ,60S- .bJS- .371-

Ind icao a ,50 1- AH - ,H ) -

Mu:,do D m .1d ut .1 t ,.13 1- . .105- ,185-

sit ivas y significativas tanto de la puntuac ión totalcomo de las dos subescalas con todas las subescalasde l t.nt . siendo las mas e lev adas las obtenida s pa ralas subescala s "conciencia inreroceptiva" e " inefica­cia" con la subescala "dificultad para identifica r emo­ciones " (lab ia 4 ).

Los resu ltados obtenidos del análisis sobre la validez dela Escala Modi ficada de Alcxit imia de Toronto (T"s· 201en mujeres mexicanas con diagnóstico de trasto rno de laconducta al imenta ria. d ieron como result ado modi fica­ciones a la versión inglesa y a la validación previamenterealizada en población mex icana (Pérez- Rincón (' /111..

1997). para obte ner una versión valida y confiable de lamisma para ser utilizada con es ta poblac ión .

El anál isis de confiab ilida d permitió se lecc ionarlO ítems con cr ite rio s estadísticos pre-establecidos.Los items el iminados a pa rt ir de d ich os c rite rios co ­rre spondieron en su mayor ía al factor 3 de la ver siónorig ina l en ingles. " Pensamiento orientado hacia loex terno" , mien tras que los factores I y 2 de la ver ­sión orig ina l en ingl és. corres pondieron con los fac ­tores obten ido s en el presen te es tudio. Este resultadoconcuerda con la mayorí a de los datos reportado s enestudios realizados en otra s culturas (Tayl or ¡'/ 111. ,

1003). en cuanto a las baj as corre lac iones ¡,¡'m-tota lde los reactivos pe rtenecientes a este factor y muybaj as e n el ca so de la muestra de estudi an tes de Pero1Loiselle & Cosseue. 200 I ¡.

El aná lisis de la validez concurrente co n e l EaringDisorders lnventory se inclina en la dirección espera .

da a l seña lar resultados adecua dos que coinciden conlos hallazgos reportados por Tay lor et al. ( 1996 ). enpacien tes con anorexia nerviosa . en cu anto a la co­rrelación co n la subescalu "conciencia interocepri va"del [DI. diseña da para medi r la fa lta de co nfianza enel reconoc imiento y la ident ificación precisa de lasemoc iones y las sensac iones de hambre o sac iedad des­cri tas por Bruch (19 62, 19781Ypor Selvini-Pala zzol i( 1974 ) como elementos fundamentales de la anorexianervio sa tGamcr et at., 1983 ). Asimismo . no resultaextraña la co rrelac ión con la subescala " ineficacia" ,dado que es un conce pto que evalú a sentimientos deinca pac idad ge neral . inseguridad. vacío. autodes pre­cio y falt a de control sob re la propia vida: es dec irqu e: se re lac iona tanto con baja aut oestima como consíntomas depresivos. Algunos autores han descrito es teasp ecto corno el malestar funda men ta l en la anorex ianerviosa (Brucb 1973; Ga rner & Bem is. 1985:Selvini-Palaz zoli. 1974; Strober. 1980 ). Conceptua l­mente es una escala que es ta es trechamente relacio­nada con una pobre au rocs tirna. pero va más allá deestos consuuctos a l inc luir sentimientos de vacío )' solc ­dad . Algun os de los s íntomas de los trasto rn o sa limentarios ta les como la inanición. los atracones. elvómito aut oi nducido o la hipe ract ividad, han sidoconceptualizados como intentes de: ahogar dichos esta­dos emociona les displacemcros como mencionan algu­nos autores (Gcod siu. 1983; Lesscr, 19H1: Taylor, 1984 ¡.

En concorda ncia con es tudio s inrema cionales pre­vios, no se encontró una relac i ón ent re los nive les dealcxinmia y el peso corpora l o el tiempo de evolucióndel padecimiento (Bourkc e al., 1992), as! como tam­poco por e l d iagnost ico espec ifico de anorex ia o buli­mia nerviosa tSextcn et at., 1998),

94

Po r otro lado. es importante re sa llar que a dife­renc¡a de los resultados de otros estud ios. en este grupode suje tos fuc m uy elevado e l porcentaje que califi c óigu a l o ar riba de 6 1. res ultado que se ria necesar ioco rro bo rar en invest igac iones posteriore s co n un an á­lis is de se ns ibi lidad y especificidad e n ('1qu e exis tacomo parámetro un grupo sano. Al respecto. comose ña la n Tay lor et di. (1003 l. el hecho de que en d ife­re ntes cu lturas se hayan encontrado estruct uras fac­tor ia les sim ilares pa ra el y,,, · 20 , Y qu e esto se a unindicador de la va lide z lranscuhural de esta esc ala.no indi ca sin emba rgo. qu e las puntuac iones de mues­tras si mi lares sean co mparables. La s d ifere ncia s enlas puntuacio nes med ias de los items de la esca la .

r13ud13 Umkel Santoncm i ~ ' Alejandro Cahallero Romo

pueden estar re flejando di ferencias cuh urale s e n lossig nificados dad os a determi nados it etns, pero ta m­bien puede ser un ind icado r de las d iferencias en los" n iveles" de alcx uimia de cada cult ura .

A pan ir de los resultad os obten ido s. se co ncluyeq UI' la esca la sa tis face los criterios de validez y co n­fi abili dad neces arios para ser utilizada en es ta po bla­c ió n: sin emba rgo , es necesario llevar a cab o má sinvestigaci ones para poder conclui r si la fa lla en laréplica de la es truc tura fac tor ial del 1,o\ !<-20 e n es tapobla ción. se debe a d iferencias en la interp re taci ónde los items. a prob lemas e n la traducción de la e sca­la, o a que se trat a de un co nstruc to que no e xplicadeterminadas con duelas en la cult ura mex icana .

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