IntroducciónLa ansiedad es un rasgo común en las pacientes con trastorno de la conducta alimentaria (TCA; Brytek-Matera, 2008). En 1987, Toro y Vilardell identificaron la ansiedad como producto de la preocupación excesiva por el cuerpo o la figura física, desencadenando el desarrollo de una fobia hacia el sobrepeso, real o imaginario, lo que conllevaría una restricción alimentaria drástica, característica del comportamiento anoréxico; tal como posteriormente lo confirmó Bulik (2002), quien señala que las mujeres con anorexia nerviosa (AN) están constantemente ansiosas no solo por su figura y peso, sino también por su alimentación. Además, se ha fundamentado la existencia de una alta comorbilidad entre el trastorno de ansiedad generalizada y la AN (Bulik, 2002; Godart et al., 2003; Godier y Park, 2015; Woodside y Staab, 2006). Como contraparte a la ansiedad, la depresión o la sensibilidad al rechazo también se han visto asociadas con un aumento en el consumo de alimento (Fischer, Smith y Cyders, 2008; Tseng y Hu, 2012). En este sentido, Claes, Vandereycken, Vandeputte y Braet (2013) encontraron que las mujeres obesas que experimentan una mayor preocupación corporal presentan también más episodios de atracón que aquellas menos preocupadas, lo que indica que la dificultad en el control de las emociones puede reflejarse en el acto de comer en exceso.De manera genérica, algunos autores han encontrado que las mujeres diagnosticadas con TCA obtienen puntuaciones significativamente mayores en medidas de ansiedad que aquellas sin TCA (Solano y Cano, 2012; Swinbourne et al., 2012). Pero, adicionalmente, se ha identificado que la ansiedad no solo es un predictor directo de la patología alimentaria en pacientes con TCA (Becker, DeViva y Zayfert, 2004; Egan et al., 2013; Greene, Petrie y Zeichner, 1990; Schwalberg, Barlow, Alger y Howard, 1992), sino que también actúa como un factor mediador del efecto predictivo del perfeccionismo (Egan et al., 2013).En cuanto a muestras no clínicas, Montenegro, Blanco, Almengor y Pereira (2009) fundamentaron la existencia de una asociación positiva entre la ansiedad y la sintomatología de TCA en estudiantes universitarios de Costa Rica. Por otra parte, en universitarios mexicanos, residentes en una ciudad cercana a la frontera noroeste del país, se encontró que la ansiedad es una variable capaz de predecir de manera individual (sin la colaboración de otras variables) el riesgo de AN, pero no así el de bulimia nerviosa (BN), que predijo solo en interacción con otras dos variables, que fueron: sexo y edad de la menarca (Pineda-García, Gómez-Peresmitré, Platas, Velasco y Arámburo, 2014). Estos hallazgos agregaron evidencia empírica a la relevancia de la ansiedad en la etiología del comportamiento anoréxico y bulímico.Ahora, con lo que respecta a la epidemiología de los TCA, los estudios epidemiológicos sustentan que la prevalencia de AN y de BN presenta una sustancial diferencia entre hombres y mujeres, con una proporción de 1:10, respectivamente (Agras, 2009; Striegel-Moore et al., 2009). Sin embargo, esta tendencia no se hace extensiva a todas las formas de TCA; por ejemplo, en el caso del trastorno por atracón (TPA) no se reportan diferencias tan evidentes por sexo (Hudson, Hiripi, Pope y Kessler, 2007; Striegel-Moore, Bedrosian, Wang y Schwartz, 2012). Según cifras de la Encuesta Nacional de Comorbilidad de Estados Unidos (2001-2003), referenciadas en Hudson et al. (2007), la prevalencia estimada para TPA es de 3.5% para mujeres y 2% para hombres.Por ende, la presente investigación estuvo dirigida por las interrogantes siguientes: ¿la proporción por sexo se mantiene cuando se investiga la ocurrencia de casos en riesgo de AN y BN?; ¿el riesgo de AN y BN difiere significativamente en función de las variables: sexo, ansiedad y ciudad de residencia? La selección de la ubicación residencial de los participantes (una en el norte de México y otra en el centro del país) se apoyó, por un lado, en los datos reportados en la Encuesta Nacional de Salud y Nutrición (Secretaría de Salud, 2012), en donde los porcentajes mayores de conductas alimentarias de riesgo (CAR) se encontraron en las regiones del norte y el centro del país; y, por otro lado, debido a la información de otros estudios previos realizados en esas regiones. No obstante, resulta notable el hecho de que la investigación «intracultural» entre diferentes regiones/estados/ciudades de México es escasa pero necesaria, como lo muestran estudios como el de Unikel et al. (2010), quienes encontraron que en población mexicana, si se investiga por regiones, el lugar de residencia es una variable importante para explicar el comportamiento de la prevalencia de las CAR, puesto que ellos identificaron diferencias importantes en la prevalencia de las diferentes conductas medidas, lo que indica diversidad en las formas de reaccionar ante los factores que influyen en el desarrollo de los TCA. Para dar respuesta a dichas interrogantes se plantearon los objetivos de investigación siguientes: a) identificar el nivel de riesgo de AN y BN, así como el grado de ansiedad en estudiantes universitarios de Ensenada-Baja California (ENS) y de la Ciudad de México (CDMX), y b) comparar el riesgo de AN y BN dependiendo del sexo, el grado de ansiedad y la ciudad de residencia.MétodoDiseño y participantesSe trabajó con un diseño no experimental, transversal, tipo encuesta. La muestra fue no probabilística, constituida por 857 estudiantes universitarios de entre 18 y 30 años de edad (67% mujeres y 33% hombres); el 58% eran residentes en ENS y el 42% en CDMX. Todos eran provenientes de universidades públicas, de ocho carreras distintas (Administración, Psicología, Comunicación, Derecho, Ciencias de la Educación, Informática, Medicina y Enfermería). En función de las variables sexo y ciudad de residencia, los participantes fueron clasificados en grupos (tabla 1).InstrumentosCuestionario de Alimentación y Salud (CAS; Gómez-Peresmitré, 1997, citado en Gómez-Peresmitré et al., 2006), que fue diseñado ex profeso para la detección de CAR e insatisfacción corporal en población mexicana. Está conformado por 13 escalas con adecuados valores de consistencia interna (∝>0.70). No obstante, en la presente investigación se utilizó específicamente una de las escalas del CAS, la Escala de Factores de Riesgo Asociados con Trastornos Alimentarios (EFRATA; Gómez-Peresmitré y Ávila, 1998), que ha mostrado poseer buena consistencia interna en hombres (∝=0.86) y mujeres (∝=0.88). Consta de 54 ítems tipo Likert, con cinco opciones de respuesta que van de nunca=1 hasta siempre=5 (en donde una mayor puntuación supone un mayor riesgo). En la muestra de la presente investigación se confirmó que posee consistencia interna buena (∝=0.84). Para los fines del presente estudio se calcularon dos índices con base en los promedios de las respuestas. El primero agrupó los comportamientos asociados con AN (∝=0.73), e incluyó la puntuación registrada en 14 ítems, y el segundo agrupó 17 ítems asociados con BN (∝=0.75). Debido a que se trabajó con índices elaborados a partir de promedios, y considerando que valores inferiores a 1.99 están asociados a la opción de respuesta nunca, los ubicados en el rango de 2.00 a 2.99 a la opción a veces, aquellos de 3.00 a 3.99 a la opción frecuentemente, y valores superiores a 4.00 están asociados a las opciones de respuesta muy frecuentemente y siempre, dichos rangos se consideraron como puntos de corte para definir cuatro niveles de riesgo: sin riesgo, riesgo bajo, riesgo medio y riesgo alto, respectivamente.Inventario de Ansiedad de Beck (Beck y Steer, 1993), que consta de 21 ítems tipo Likert con cuatro opciones de respuesta, que van desde nada=0 hasta intensamente=3, por lo que constituye un autorreporte que mide síntomas del trastorno de ansiedad generalizada. Este cuestionario puede ser utilizado en muestras clínicas y en población general; para su interpretación, Beck y Steer propusieron las normativas siguientes: puntuación entre 0 y 7 implica ansiedad normal; de 8 a 15, leve; de 16 a 25, moderada, y mayor de 26, grave. En la muestra del presente estudio, este inventario mostró poseer una consistencia interna adecuada (∝=0.78).ProcedimientoRecolección de datos. Se capacitó a estudiantes de Psicología en la aplicación de las escalas, lo que se realizó en una sola sesión, de manera grupal y anónima, previa obtención del acuerdo informado por parte de los participantes. Esto en apego a las recomendaciones éticas emitidas por la Sociedad Mexicana de Psicología (2010) en cuanto a la implementación de procedimientos no intrusivos de investigación.Análisis de datos. Incluyeron análisis descriptivos (e. g., tablas de porcentajes cruzados); análisis inferenciales no paramétricos, como la Chi-cuadrado (χ2), para conocer la existencia de posibles relaciones significativas entre la frecuencia de riesgo de TCA (AN o BN) y la ciudad de residencia; y análisis paramétricos inferenciales, como el ANOVA factorial, para conocer relaciones entre las variables independientes (sexo, grado de ansiedad y lugar de residencia) y las dependientes (nivel de riesgo de AN y BN).ResultadosCon relación al primer objetivo, en la muestra general se encontró que el 14% de los participantes manifestó algún nivel de riesgo de AN o BN. Este porcentaje no difirió en función de la ciudad de residencia. Riesgo de AN: 15% para ENS y 12% para CDMX (χ2[1]=1.42, p=0.23); riesgo de BN: 13% para ENS y 15% para CDMX (χ2[1]=0.34, p=0.56). La comparación por sexo arrojó resultados similares. Riesgo de AN: 14% para mujeres y 12% para hombres (χ2[1]=0.69, p=0.41); riesgo de BN: 13% para mujeres y 15% para hombres (χ2[1]=0.44, p=0.51). Posteriormente, al comparar la ansiedad en función del sexo y la ciudad de residencia, el 53% de las mujeres y el 43% de los varones reportaron experimentar algún grado de ansiedad, sin identificarse diferencia significativa entre sexos (χ2[3]=6.40, p=0.09). Finalmente, la comparación por ciudad de residencia indicó que el 60% de los participantes residentes en la CDMX registró algún grado de ansiedad vs. el 42% de los residentes en ENS, diferencia entre porcentajes que resultó ser estadísticamente significativa (χ2[3]=34.6, p=0.000).Como segundo objetivo, se comparó el riesgo de AN y BN en función del sexo, el grado de ansiedad y la ciudad de residencia. El ANOVA factorial identificó diferencias significativas en el riesgo de AN en cada uno de los efectos principales y en la interacción sexo por ansiedad (F[3, 826]=4.33, p=0.005) (tabla 2). No obstante, de acuerdo con Keppel (1973), solo se interpretan las medias de los efectos principales, ya que al invertir los ejes y regraficarlos, estos no se cruzaron, lo que impide la interpretación de la interacción. Por ende, los resultados indican un mayor riesgo de AN en los residentes de ENS que en los de CDMX. Por otra parte, en la figura 1 se observa que las mujeres manifiestan mayor riesgo de AN que los varones y, además, que dicho riesgo aumenta en la medida de que también incrementa la ansiedad.Por otro lado, en lo que refiere al riesgo de BN, solo se identificaron diferencias significativas en el efecto principal ansiedad (F[3, 826]=57.33, p=0.000) y en la interacción ansiedad por ciudad (F[3, 826]=2.71, p=0.044) (tabla 3). Pero, nuevamente, dado el incumplimiento de la condición señalada por Keppel (1973), solo se interpretan las medias de los efectos principales. Así, las medias del riesgo de BN identifican mayor problema en el grupo que manifiesta ansiedad grave (mínima: M=1.32, DE=0.38; leve: M=1.51, DE=0.53; moderada: M=1.74, DE=0.57; grave: M=2.11, DE=0.79). Las medias graficadas en la figura 2 muestran la relación positiva directa entre el riesgo de BN y la gravedad de la ansiedad.DiscusiónEn función del primer objetivo, los porcentajes de riesgo de AN (14%) y BN (14%) fueron relativamente bajos, confirmando los datos de estudios previos, como el de Unikel et al. (2010), quienes a nivel nacional también encontraron un 14% de CAR, siendo la región norte de México la más afectada. Además, en la presente investigación, al igual que en otros estudios precedentes, el número de casos identificados con riesgo de AN es sustancialmente mayor en mujeres que en hombres (Álvarez et al., 2003; Vázquez et al., 2005; Vázquez, López, Álvarez, Franco y Mancilla, 2004).El primer objetivo también incluyó identificar si el grado de ansiedad difería en función de la ciudad de residencia, y se encontró que fue mayor en los estudiantes de la CDMX que en los de ENS. Estos datos son coincidentes con los de la Encuesta Nacional de Epidemiología Psiquiátrica, donde la CDMX fue una de las ciudades (junto con Guadalajara y Monterrey) con mayor prevalencia de trastornos de ansiedad en el país (Medina-Mora et al., 2003).Con relación al segundo objetivo, se encontró que la variable ansiedad resulta, como en estudios previos (Fischer et al., 2008; Godart et al., 2003; Solano y Cano, 2012), tener un efecto significativo en la explicación tanto del riesgo de AN como en el de BN. Si bien los tamaños del efecto de la ansiedad aquí encontrados fueron bajos (0.14-0.17), son similares a los esperados en el campo de las ciencias sociales y de la conducta, como lo señala Cohen (1988). Esto refuerza la necesidad de diseñar nuevos estudios en los que se disminuya la varianza de error no explicada, agregando nuevas variables y ejerciendo mayor control sobre las mismas. Además, cabe advertir que el tamaño del efecto de la variable ansiedad evidencia que se trata de un resultado preliminar que, como tal, debe interpretarse. En todo caso, en términos funcionales, el papel de la ansiedad en la AN ya ha sido expuesto por algunos autores (Bulik, 2002; Levinson y Rodebaugh, 2016; Toro y Vilardell, 1987), quienes señalan que la preocupación excesiva por el cuerpo produce ansiedad y, para la disminución de esta, las personas se involucran en conductas alimentarias restrictivas. Este papel se muestra como una tendencia en el presente estudio, y es congruente con los resultados de una investigación previa en la que la ansiedad resultó fungir como predictor directo de psicopatología de TCA (Egan et al., 2013). En el caso del comportamiento bulímico, este puede ser generado por la dificultad en el control de la ansiedad (Claes et al., 2013), debido a que la alimentación no es solo un acto biológico, sino que también representa la respuesta a factores socioculturales y psicológicos (Franco, Mancilla, Álvarez y Valdés, 2011), como puede ser la ansiedad.Continuando con el segundo objetivo, la comparación por sexo, resulta relevante que solo se identificaron diferencias significativas en el riesgo de AN, tal y como lo señalan estudios epidemiológicos previos; por ejemplo, en estudiantes universitarios, Vázquez et al. (2005) reportaron un 0.7% de AN en mujeres vs. un 0% en hombres y, en este mismo sentido, la proporción hombre:mujer que para AN y BN se ha documentado es 1:10 (Unikel y Caballero, 2010), mientras que, en el caso del riesgo de BN, no se hallaron diferencias significativas entre hombres y mujeres. Este último resultado va en el mismo sentido que lo señalado por Striegel-Moore et al. (2012) en cuanto a diferencias menos evidentes por sexo en la presencia de atracones (conducta asociada a BN), lo que confirma que las conductas asociadas a AN están más estrechamente vinculadas al sexo femenino, mientras que las conductas bulímicas guardan proporciones más equiparables entre hombres y mujeres. Asimismo, el perfil de las distribuciones de AN por sexo y ansiedad muestra claramente cómo en la medida en que ncrementa el nivel de ansiedad, crece el riesgo de AN, y cómo es la mujer la más afectada, en comparación con su contraparte, el hombre (fig. 1).Ahora bien, en lo que respecta a la explicación del riesgo de BN a partir de la interacción de la ansiedad y el lugar de residencia, los resultados fundamentan un mayor riesgo en los estudiantes residentes en ENS cuando estos tienen un grado alto de ansiedad, pero cuando este es bajo, también el riesgo de BN decrece, hasta llegar a ser menor que el de los residentes en CDMX. Esto evidencia la existencia de una relación interactiva entre el riesgo de BN, la ansiedad y la ciudad de residencia. Como se sabe, una interacción significativa señala que en la explicación de la relación que se estudia deben participar de manera conjunta el total de las variables que aparecen en la interacción (Keppel, 1973), lo que da mayor sentido de realidad a la relación de que se trate, dada la naturaleza multifactorial de la conducta. En este caso, cada vez existen menos dudas con respecto al papel de la ansiedad como factor de riesgo en la BN, teniendo la primera un carácter de variable antecedente y directa, en tanto es un componente del constructo afecto negativo (ansiedad, depresión, estrés, entre otras), como se expone en el Modelo Sociocultural del Camino Doble (Dual Pathway Model) de Stice, Shaw y Nemeroff (1998) y Stice (2001). Aunque el presente estudio contribuye con nuevo conocimiento, específicamente referente a la acción conjunta de esta relación (ansiedad→conducta bulímica) con la ciudad de residencia del participante, requiere de mayor investigación y de su comprobación a través del desarrollo de modelos estructurales, lo que permitirá un mejor entendimiento de la interacción entre las variables (e. g., efectos directos, efectos indirectos).De esta forma, los resultados obtenidos permiten llegar a las conclusiones siguientes: 1) el efecto principal sexo mostró ser relevante para explicar el riesgo de AN, pero no así el de BN; 2) la ansiedad contribuye significativamente a la explicación del riesgo de AN y BN, y 3) se confirma la relación predictiva entre ansiedad y riesgo de AN y BN, particularmente en el caso de este último, el cual se incrementa cuando la ansiedad aumenta en aquellos participantes cuya residencia es ENS.No obstante, la limitación principal de la presente investigación fue el método empleado en la selección de la muestra, ya que al ser no aleatoria, no es posible generalizar los hallazgos a la población de origen; por tanto, se subraya la necesidad de que en futuras investigaciones se trabaje con muestras de tipo probabilístico. Otra limitante fue la utilización de las normas de calificación indicadas por Beck y Steer (1993) para el Inventario de Ansiedad de Beck, ya que hubiese sido pertinente retomar las propuestas para población mexicana (Robles, Varela, Jurado y Páez 2001). Al respecto, cabe advertir que aunque existen ciertas diferencias entre ambas versiones de normas, la variación más relevante está en el punto de corte para definir el grado grave de ansiedad, ya que el propuesto para México (>30) es cinco puntos mayor al de Beck y Steer (>25), de modo que el empleo de este último pudo haber dado lugar a una sobrestimación del número de casos identificados en este estudio con ansiedad grave. Por otro lado, dada la relevancia del papel de la ansiedad en los TCA, se recomienda el diseño, la implementación y la evaluación de programas de prevención que, en los tres niveles de actuación –primaria, secundaria y terciaria (Organización Mundial de la Salud, 1986)–, incluyan técnicas para el manejo de la ansiedad. Finalmente, se recomienda profundizar en el estudio de la interacción entre las variables: lugar de residencia, ansiedad y riesgo de BN.Responsabilidades éticasProtección de personas y animalesLos autores declaran que para esta investigación no se han realizado experimentos en seres humanos ni en animales.Confidencialidad de los datosLos autores declaran que en este artículo no aparecen datos de pacientes.Derecho a la privacidad y consentimiento informadoLos autores declaran que en este artículo no aparecen datos de pacientes.Conflicto de interesesLas autoras manifiestan no tener ningún conflicto de intereses.