REE 20(2) Riobamba may. - ago 2026
cc
BY NC ND
20
ISSN-impreso 1390-7581
ISSN-digital 2661-6742
Adaptación y validación del Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el
Peso (CECAP)
Adaptation and validation of the emotions and beliefs about eating and weight questionnaire
(CECAP)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.02
Autores:
Winston Yoel Flores Yana - https://orcid.org/0009-0009-4987-5290
Meljhi Nikol Choquecahua Espinoza - https://orcid.org/0009-0006-8188-7505
Danaly Ceydi Mamani Mamani - https://orcid.org/0009-0004-7823-5093
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Puno, Perú.
Autor de correspondencia: Winston Yoel Flores Yana. Universidad Peruana Unión, Juliaca, Puno, Perú.
Dirección postal: Salida Arequipa, Km 6, Chullunquiani, Juliaca, Perú. Email: winston.flores@upeu.edu.pe.
Teléfono: +51 973733898.
Recibido: 15 de octubre de 2025 Aceptado: 06 de marzo de 2026
RESUMEN
El objetivo del estudio fue adaptar y validar el Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación
y el Peso (CECAP) en adolescentes de la región de Puno, Perú. Participaron 2 072 estudiantes de entre 14 a
18 años, seleccionados mediante un muestreo no probabilístico. La validez de contenido, medida con el
coeficiente V de Aiken, mostró valores por encima de 0.70, lo que evidenció la claridad y pertinencia de los
ítems. El análisis factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el confirmatorio (CFI = 0,996;
TLI = 0,995; RMSEA = 0,051; SRMR = 0,046) mostraron una estructura de tres dimensiones, consistente y
bien alineada con el modelo teórico original. Además, se revisó su la estructura factorial se mantenía igual
apuntaron a una adecuada consistencia interna. En resumen, la versión adaptada del CECAP muestra propiedades
psicométricas apropiadas y resulta valida y confiable, así que puede usarse como una herramienta útil para
evaluar las creencias y las emociones sobre la alimentación y el peso en adolescentes peruanos.
Palabras clave: emociones; adolescente; conducta alimentaria.
ABSTRACT
The aim of this study was to adapt and validate the Questionnaire of Emotions and Beliefs about Food and
Weight (CECAP) in adolescents from the Puno region of Peru. A total of 2,072 students aged 14 to 18 years
participated, selected using non-probability sampling. Content validity, measured using Aiken's V coefficient,
showed values above 0.70, demonstrating the clarity and relevance of the items. Exploratory factor analysis
(KMO = 0.903; Bartlett p < 0.001) and confirmatory factor analysis (CFI = 0.996; TLI = 0.995; RMSEA = 0.051;
SRMR = 0.046) revealed a three-dimensional structure, consistent and well-aligned with the original theoretical
model. Furthermore, the factor structure was verified to be consistent across gender and age groups.
consistency. In summary, the adapted version of the CECAP shows appropriate psychometric properties
and is valid and reliable, so it can be used as a useful tool to assess beliefs and emotions about food and
weight in Peruvian adolescents.
Keywords: Emotions; Adolescent; Eating Behavior.
INTRODUCCIÓN
Las enfermedades no transmisibles ocasionan aproximadamente de cinco millones de muertes al año.
(1)
En
este contexto, se estima que más de 390 millones de jóvenes en el mundo presentan sobrepeso, lo que refleja
una problemática de alcance global.
(2)
En un estudio español con 4 362 adolescentes, se identificó que el 9,6 %
de las chicas y el 1,7 % de los chicos mostraron indicios de trastornos alimentarios, reflejando una mayor
preocupación femenina por la imagen corporal.
(3)
Estos resultados permiten comprender que la influencia de
las emociones en el comportamiento alimentario es relevante, ya que pueden modificar el apetito y la
frecuencia de consumo alimenticio, generando alteraciones en la ingesta.
(4)
Cuando dichas variaciones superan
la capacidad de autorregulación cognitiva y fisiológica, se asocian con riesgos para la salud.
(5)
En el Perú, el Seguro Social de Salud (EsSalud señalo que, durante la pandemia, los casos de trastornos de
conducta alimentaria en adolescentes llegaron a duplicarse, afectando incluso a menores desde los 11 años.
(6)
Asimismo, se estima que el 51 % de la población experimenta inseguridad alimentaria,
(7)
mientras que
aproximadamente el 5 % de los adolescentes presenta alteraciones nutricionales, con mayor prevalencia en
mujeres jóvenes.
(8)
En este contexto, el estigma relacionado con el peso corporal se asocia con la alimentación
emocional, definida como la tendencia a aumentar o reducir la ingesta frente a emociones como la ira,
miedo, tristeza o la ansiedad.
(9)
Estas emociones negativas se relacionan con patrones alimentarios como
adaptativos, entre ellos la sobrealimentación emocional, la cual favorece el consumo elevado de alimentos
altos en grasa y azúcares y limita la capacidad de autoregular la ingesta.
(10)
De manera complementaria, se ha evidenciado que el estrés emocional también incrementa los niveles de
cortisol, lo que puede influir en la elección de alimentos poco saludables como forma de aliviar el malestar.
(11)
Esta dinámica se agrava por la exposición constante al estigma del peso, que eleva el cortisol y fomenta la
preferencia por alimentos calóricos, reforzando los patrones de alimentación emocional.
(12)
A pesar de ello,
el estigma del peso no solo se vincula con la alimentación emocional, sino también con un mayor aislamiento
social y una menor búsqueda de apoyo emocional, intensificando el ciclo de malestar psicológico y los
comportamientos alimentarios desadaptativos.
(13)
La conducta alimentaria está influida por factores socioculturales, creencias, entorno y emociones, los cuales
determinan los hábitos adquiridos en la infancia, lo que condiciona las prácticas alimentarias actuales.
(14)
Estudios realizados en el Perú señalan que los adolescentes presentan un alto riesgo nutricional, enfrentando
problemáticas como el sobrepeso, la obesidad y la anemia, y evidencian la escasez de investigaciones que
analicen los factores socioculturales que influyen en los hábitos alimentarios. Esta situación limita y dificulta
el desarrollo en la implementación de intervenciones en la salud pública que sean pertenecientes desde el
punto de vista cultural.
(15)
Del mismo modo, se ha reconocido que factores individuales, como dificultades
económicas para el acceso de alimentos y la preocupación por el aspecto físico, influyendo significativamente
en las conductas alimentarias de los adolescentes.
(16)
En este sentido, es fundamental abordar el estigma
asociado al peso desde un enfoque integral, considerando tanto aspectos psicológicos como los procesos
fisiológicos.
(17)
En relación con las emociones acerca de la alimentación y el peso, las diferentes reacciones emocionales
tienen efectos significativos a la hora de la ingesta de alimentos, lo cual provoca que el individuo ingiera una
cantidad excesiva de alimentos o viceversa, afectando sus hábitos alimenticios.
(18)
Estas investigaciones
abordan sobre estados emocionales negativos como el miedo o la depresión.
(19,20)
Un análisis psicosomático
ha demostrado que las personas con TCA consumen o dejan de consumir alimentos, ante emociones negativas
como una conducta aprendida orientada a disminuir el malestar emocional.
(21)
Como el comer en exceso en
respuesta a emociones negativas, como la ansiedad o irritabilidad emocional.
(22)
Respecto a las creencias acerca de la alimentación y el peso, se han revisado varios estudios los cuales señalan
que la percepción de la imagen corporal es generada en su mayoría por estereotipos o problemas sociales,
que afectan tanto a los adolescentes como adultos;
(23,24)
asimismo, hace alusión a creencias erróneas, referente
al peso y la alimentación que se asocian con conductas de restricción o exceso alimentario.
(17)
Diversos
medios de comunicación fomentan estereotipos de belleza irrealizables, creando una presión social que
impacta particularmente a los adolescentes y adultos jóvenes.
(25)
Creencias erróneas acerca del control del peso corporal, la autopercepción de una persona no siempre
manifiesta la realidad, dado que el peso está influenciado por muchos factores, como la edad, el género, la
familia, los compañeros, los medios y el origen étnico
(26)
La insatisfacción con la imagen corporal, el disgusto
por el cuerpo y el desdén pueden contribuir a los efectos negativos del aumento de peso en la salud.
(27)
La
forma en que percibimos nuestro peso influye significativamente en cómo nos sentimos con nosotros
mismos, cuando creemos que tener sobrepeso u obesidad es un reflejo de cualidades negativas que puede
dañarnos significativamente en nuestra autoestima.
(28)
Experimentación de emociones agradables al comer, la motivación humana para comer, así como la cantidad,
frecuencia y elección del consumo de alimentos, están influenciadas por variables que no están directamente
relacionadas con las necesidades fisiológicas ni con el valor nutricional de los alimentos, lo cual conlleva a
que cuando las personas hacen referencia a una emoción negativa dan por consecuencia a la ingesta impulsiva;
por otro lado, cuando prevalecen las emociones positivas, el aumento de la alimentación les proporciona
placer.
(29,30)
Adicionalmente, se ha comprobado que una emoción positiva también provoca una mayor ingesta
de alimentos no solo por el placer de consumir los alimentos
(31)
La importancia que se otorga al peso corporal es un asunto altamente ético en el debate público y en la
medicina.
(32–34)
Las normas sociales dictan que tener bajo peso o un peso "normal" es saludable, y los críticos
tratan a las personas con sobrepeso y obesidad: se les atribuye con frecuencia una carga moral, puesto que un
elemento central de la moralidad es que las características personales deseables dictan que el peso debe
ajustarse a estándares sociales predeterminados, por lo que emergen las cualidades morales del esfuerzo y el
autocontrol.
(32,35)
De esta forma, la creencia social de que el peso es controlable y que el exceso de peso refleja
inmoralidad por falta de esfuerzo y autocontrol es muy común tanto en la población general como en personas
que padecen obesidad.
(32,36)
En Europa, específicamente en España se validó el instrumento EES-C aplicada a 199 participantes de 9 a 16
años, confirmó un modelo factorial de cinco dimensiones (CFI = 0,935; GFI = 0,850; AGFI = 0,816; SRMR = 0,066;
(37)
Así también el instrumento IFBS
administrado a 323 jóvenes de 12 a 20 años, presentó una estructura bifactorial con adecuada medida muestral
con indicadores psicológicos y de salud.
(38)
En Barcelona, el EEQ validado en 354 sujetos de 12 a 39 años mostró consistencia interna adecuada en sus
(39)
En Grecia, la
EES-C validada en 139 estudiantes de 9 a 14 años, el AFE explicó el 47,67 % de la varianza total, con
indicadores de adecuación muestral satisfactorios (KMO = 0,869; Bartlett p < 0,001) y con alta consistencia
(40)
Otra versión adaptada de la EES-C en Turquía aplicada a 576 niños y adolescentes
CFI = 0,97), confirmando la robustez psicométrica del instrumento.
(41)
Por otra parte, diversos estudios realizados en América Latina respaldan la validez de estas escalas en distintos
contextos por ejemplo en México el instrumento CECAP, con 1 833 adolescentes de 14 a 18 años mostró
(17)
Y finalmente en Chile el instrumento
CFPQ-Teen aplicado a 473 adolescentes mostró un modelo de cuatro factores con buen ajuste (CFI = 0,965;
invariancia métrica y escalar por género, sin diferencias significativas entre hombres y mujeres.
(42)
Con base a lo expuesto, las bondades del instrumento que se pretende adaptar al contexto peruano, no se
centra en las patologías asociados a los TCA, como muchos otros instrumentos lo realizan; sino, lo que se
busca con este instrumento es indagar las creencias y emociones tanto positivas como negativas sobre la
alimentación y el peso que muchas veces son el detonante de los TCA, que tienen un mayor impacto en los
adolescentes y adultos jóvenes, facilitando la intervención temprana de dicha problemática.
(17)
Por ello, el
objetivo general de la presente investigación fue adaptar y analizar las propiedades psicométricas del
Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el Peso (CECAP) al contexto peruano
y analizar la validez y confiabilidad en jóvenes de la región de Puno; asimismo, tiene como objetivos
específicos determinar la validez de contenido, constructo, la confiabilidad y la invarianza métrica del
cuestionario de emociones y creencias acerca de la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la
región de Puno.
MÉTODO
La investigación es de enfoque psicométrico, centrada en analizar las propiedades psicométricas del instru-
mento, mediante su aplicación, el análisis de puntajes e interpretación de resultados. Asimismo, se empleó
un diseño no experimental, ya que no implica la manipulación de variables, y corresponde a un corte trans-
versal, ya que busca recopilar y analizar datos de un sector de la población en un momento específico.
(43)
Participantes
La población estuvo constituida por jóvenes de las ciudades de Puno y Juliaca, ubicadas en el sur del Perú.
Dicha población es finita, ya que corresponde a un número determinado de estudiantes matriculados en
instituciones educativas de nivel secundario en ambas ciudades durante el año de aplicación del estudio. De
esta población se obtuvo una muestra de 2 072, de los cuales 537 correspondieron a la ciudad de Puno y 1
535 a Juliaca. La muestra se seleccionó mediante un muestreo no probabilístico, de tipo por conveniencia
basado en los criterios de selección y recursos de los investigadores.
(44)
Asimismo, este tamaño muestral
resulta mayor al estándar recomendado para análisis factoriales, que recomienda contar con 20 participantes
por ítem;
(45)
considerando que el instrumento posee 16 ítems, el tamaño mínimo requerido sería 320
participantes, cifra ampliamente superada por la muestra del presente estudio.
Para participar en el estudio se tomó como primer requisito el consentimiento y asentimiento informado, en
la misma línea, los candidatos debían tener entre 14 a 18 años, ambos sexos y que residieron durante la
evaluación en las ciudades de Puno y Juliaca, no se permitió la participación de personas con una nacionalidad
distinta a la peruana, ni de aquellas con alguna discapacidad permanente o temporal que les impidiera
comprender y responder adecuadamente las preguntas. Finalmente, se excluyeron las encuestas que estuvieron
incompletas o que tuvieran respuestas sesgadas en una sola categoría.
Instrumento
El instrumento adaptado en el contexto peruano fue el Cuestionario de emociones y creencias acerca de la
alimentación y el peso (CECAP). Dicho cuestionario es originario de la Ciudad de México y fue creado por
Silva y Gonzáles
(17)
. Este instrumento permite identificar con mayor comprensión las razones que explican
la sobreingesta o subingesta en adolescentes (14 a 18 años), considerando que, en muchos casos, podrían
estar influenciados por creencias inadecuadas o utilizando una alimentación como una estrategia disfuncional
de regulación emocional. El instrumento original consta de tres dimensiones y 16 ítems compuesto por la
escala tipo Likert (Nunca = 1, Algunas veces = 2, Con frecuencia = 3, Siempre = 4). El instrumento muestra
evidencias de validez adecuadas, así también se ha encontrado apropiados índices de bondad de ajuste
-
(17)
Análisis de datos
Dado que el instrumento original se encuentra en idioma español, no fue necesario realizar un proceso de
traducción. No obstante, se llevó a cabo un proceso de adaptación cultural mediante evaluación de validez
de contenido por siete jueces expertos, con el objetivo de verificar la claridad, pertinencia y adecuación
cultural de los ítems al contexto peruano; complementariamente, se usó la fórmula de Penfield y Giacobbi
(46)
al 95 % de confianza bajo un criterio conservador
(47)
que exige que los intervalos de confianza inferiores sean
mayores de 0,7; en cuanto al análisis factorial exploratorio y confirmatorio se optó por dividir los datos en
submuestras equivalentes de 1 036 participantes para cada análisis. El análisis factorial exploratorio exige el
estudio de la linealidad, normalidad y multicolinealidad
(48)
las mismas que se comprobaron mediante una
matriz de correlaciones policóricas (Figura 1). No obstante, para la normalidad se usó la recomendación de
Ferrando y Anguiano-Carrasco
(49)
para comprobar la normalidad multivariada, el análisis arrojó un valor de
inferior al 0,05 que demuestra no normalidad, el mencionado resultado junto a la naturaleza ordinal de los
ítems, se optó por utilizar mínimos cuadrados ordinarios como método de factorización. En cuanto a los
hallazgos del AFC de trabajaron con el estimador WLSMV usando el software R Studio con el paquete
Lavaan, asimismo se optó por un método de rotación oblicua con índices de ajuste como CFI > 0,95; GFI > 0,93;
TLI > 0,90, RMSEA < 0,05, SRMR < 0,08.
(50)
En este sentido, se estimó la confiabilidad por consistencia interna
mediante el coeficiente omega de McDonald por ser un análisis de confiabilidad por consistencia interna
menos sensible a la cantidad de ítems.
(51)
Adicionalmente, se optó por someter el test a procesos de invarianza
métrica por CFA así como determinar baremos para la interpretación de la prueba con base a percentiles.
RESULTADOS
Análisis sociodemográfico
En este estudio participaron 2 072 adolescentes de entre 14 y 17 años, con una proporción ligeramente mayor
de varones (55, 5 %, n = 1 149) en comparación con las mujeres (44, 5 %, n = 923). Más de la mitad tenía
una edad entre 14 y 15 años (59, 9 %, n = 1241) y cursaba el tercer año de secundaria (36, 3 %). La mayoría
provenía de instituciones educativas públicas (84, 5 %, n = 1 751) y vivía con ambos padres (77, 5 %, n = 1605),
lo que sugiere un contexto familiar mayormente estable. En cuanto a su lugar de residencia, tres de cada
cuatro adolescentes residían en la ciudad de Juliaca (73, 7 %, n = 1 527), lo que refleja una predominante
concentración urbana de la muestra.
Tabla 1. Características sociodemográficas de los participantes (N = 2 072)
Nota: F = frecuencia; % = porcentaje. Los porcentajes han sido redondeados a un decimal, por lo que no pueden sumar exactamente
100 %.
Evidencias de validez basada en el contenido
La tabla 2 muestra los índices de validez basados en el contenido del instrumento de 16 ítems. Se encontró
que el 93,75 % de los ítems (15 ítems) demostraron ser claros, importantes para evaluar el constructo y
pertinentes en la dimensión correcta, ya que los limites inferiores del intervalo (Low) se encontraron por
encima de 0,70 valor requerido por un criterio más conservador,
(46)
no obstante, el ítem 2 demostró un intervalo
igual a 0,60 en el criterio relevancia. Otros detalles más específicos identificaron a los ítems 10 y 15 con
intervalos limítrofes a 0,70 en los criterios relevancia y representatividad y solo al ítem 16 en el criterio
relevancia y claridad, mientras que los ítems 7, 12 la conjunción y 13 presentaron índices limítrofes de 0,71
solo en el criterio claridad.
Tabla 2. Coeficientes V de Aiken (IC del 95 %, n = 8)
Nota: M: media aritmética, DE: desviación estándar, V es el coeficiente V de Aiken, Low – Up: son intervalos de confianza inferior
y superior respectivamente.
Evidencia de validez basada en el constructo
La figura 1 muestra un mapa de calor basado en la matriz policórica de los 16 ítems. Se evidencia que los
ítems del 1 al 6 presentaron correlaciones más altas con coeficientes que oscilan entre 0,47 y 0,88, la segunda
zona significativamente correlacionada se encuentra entre los ítems 7 al 11 con coeficientes de correlación
entre 0,55 y 0,76 mientras que la tercera zona entre los ítems 12 al 16 mostro correlación entre 0,37 y 0,61,
lo que evidencia una esperada agrupación de ítems por cada factor muy similar a lo esperado teóricamente,
no obstante, los ítems 12, 14 y 16 mostraron correlaciones entre 0,44 y 0,67 con los ítems del primer factor,
agrupación no previsible estadísticamente.
Figura 1. Matriz policórica
Nota: Los cuadrantes en rojo indican la agrupación esperada desde el enfoque teórico, no representa un análisis adyacente a la
matriz policórica, el valor cercano a 1 se presenta de color azul; mientras que, el rojo al -1 y un color tenue o blanco representa
coeficientes ínfimos.
Análisis factorial exploratorio
El análisis factorial exploratorio obtenido a partir del 50 % inicial de los encuestados dio como resultado una
solución factorial de tres dimensiones con KMO de 0,903 con prueba de esfericidad de Bartlett de 0,000, esta
solución logró explicar el 56,7 % de la varianza con los 16 ítems muy similares a la matriz policórica y teórica
donde el factor 1 se conformó por los ítems 1 al 6, el factor 2 por los ítems 7 al 11, el factor 3 por los ítems
13 y 15 sin embargo los ítems 12, 14 y 16 mostraron cargas más altas dentro del factor 1, al verificar las
cargas superiores a 0.2 se encontró que estos ítems saturan el F3 con cargas de 0,357, 0,270 y 0,229
respectivamente.
Tabla 3. Cargas de los Factores
Nota: El método de rotación aplicado fue oblimin.
Análisis factorial confirmatorio
La tabla 4 presenta los índices de ajuste del modelo obtenidos mediante AFC utilizando modelos de ecuaciones
estructurales. El modelo 1 procesado por rotación oblicua mostró índices de ajuste de modelo, sin embargo al
observar las cargas factoriales y residuos asociados a cada ítem (ver figura 2A) encontramos que el ítem 15
alcanzó un residuo de 0,72, al excluirlo generamos un segundo modelo con mejores índices (TLI = 0,995,
CFI = 0,996, GFI = 0,996, NFI = 0,995, SRMR = 0,046 y RMSEA = 0,051), no obstante, encontramos que
el ítem 13 demostró un residuo de 0,71 (ver figura 2-b) lo que motivo a la exclusión del ítem 13 generando
un tercer modelo con índices de ajuste esperados. A pesar de esto, el modelo 2 se presenta como el más
adecuado, decisión que se discute más adelante.
Tabla 4. Índices de ajuste por CFA
Nota: El modelo 1 se procesó con una estructura basada en tres dimensiones con 16 ítems, el modelo 2 tiene 3 dimensiones con 15
ítems ya que se excluye al ítem 15, el modelo 3 tiene 3 dimensiones sin los ítems 13 y 15. Todos los modelos se procesaron con
rotación oblicua. (*) se trata del modelo elegido como adecuado.
Figura 2. Semplot de los modelos 1 y 2
A)
B)
Invarianza métrica
no sobrepasan 0.01 entre cada método de contraste; esto indica que la escala es equivalente entre varones y
mujeres, así como por edades entre 14 a 15 años y entre 16 y17 años.
Tabla 5. Invarianza métrica por sexo (Masculino = 552, Femenino = 484) y por edad (14 - 15 años = 622,
16 - 17 años = 414)
Confiabilidad por consistencia interna
Se aplicó el coeficiente omega de McDonald en su versión unidimensional con intervalos de confianza del
95 % lo que mostró que la primera dimensión, denominada “Creencias erróneas acerca del control del peso
cuanto a la dimensión “Experimentación de emociones agradables al comer” se evidencio una adecuada
confianza de 0,754 a 0,798.
Tabla 6. Confiabilidad por consistencia interna por factor
DISCUSIÓN
El presente estudio tuvo como objetivo adaptar y validar el cuestionario de emociones y creencias acerca de
la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la región de Puno, considerando el creciente riesgo de
adolescentes presenta algún tipo de TCA, lo cual evidencia la necesidad de contar con herramientas adecuadas
para su detección.
(52)
El CECAP busca evaluar emociones y creencias vinculadas a la alimentación, variables
que, según investigaciones previas, están asociadas al desarrollo de conductas alimentarias desadaptativas.
(53,54)
En este estudio, se buscó asegurar que el CECAP adaptado al contexto peruano realmente mida lo que se
propone, por lo cual se evaluó su validez basada en el contenido. Para ello, se utilizó el coeficiente V de
Aiken, poniendo especial atención en que los ítems fueran claros, relevantes y representativos. Diversos
autores, como Charter
(55)
y Ventura-León,
(56)
sugieren que el umbral de 0,70 para V de Aiken es adecuado
para validar la calidad de los ítems durante la adaptación transcultural. Por ello, la revisión individual de
ítems con valores cercanos al umbral asegura no solo el cumplimiento de estándares estadísticos, sino
también la pertinencia cultural y conceptual del instrumento, fortaleciendo su utilidad práctica en la población
peruana.
Además, se evaluó la validez basada en el constructo del CECAP, utilizando la matriz policórica, una técnica
especialmente recomendada para examinar la estructura interna de escalas tipo Likert.
(57,58)
Los resultados
revelaron tres factores bien definidos que respaldan la estructura teórica original del instrumento, lo que
sugiere que la adaptación al contexto peruano ha sido adecuada.
(17)
No obstante, algunas correlaciones entre
grupos de ítems distintos podrían estar reflejando particularidades culturales o dimensiones compartidas,
algo común en procesos de adaptación transcultural.
(59)
En conjunto, estos hallazgos refuerzan la validez del
constructo y abren la puerta a futuros estudios confirmatorios que permitan seguir afinando la estructura del
instrumento en distintos contextos.
(60)
En cuanto a los hallazgos obtenidos en el Análisis Factorial Exploratorio (AFE) evidenciaron una estructura
tridimensional adecuada, sustentada por un índice de adecuación muestral KMO de 0,903 y una prueba de
esfericidad de Bartlett significativa lo que respalda la pertinencia del análisis y adecuación de los datos para
la reducción factorial.
(61)
Simultáneamente, se utilizó también el método de estimación de mínimos cuadrados
no ponderados (ULS) sobre la matriz de correlaciones policóricas, el cual es recomendado para variables
ordinales como Likert.
(57,62)
De este modo, se realizó el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC), el cual muestra índices de ajuste obtenidos
(CFI = 0,979, TLI = 0,975, RMSEA = 0,058, SRMR = 0,057) se encuentran dentro de los rangos adecuados,
lo que indica que el modelo presenta un buen ajuste.
(1)
Así también, en comparación al instrumento original
muestra resultados favorables, lo que sugiere que la estructura del instrumento es funcional en ambos contextos
culturales.
(17)
En cuanto a las modificaciones del instrumento, se optó por la eliminación del ítem 15 (“Me fijo en el peso
de las personas”), debido a que presentó un residuo estandarizado de 0,72. Aunque el valor no supera el
umbral ya establecido para ser considerado un mal ajuste local (+2,5), sí refleja una discrepancia resaltante
que sugiere una inconsistencia entre el modelo teórico y los datos obtenidos.
(63)
No solo resalta la consideración
estadística, el ítem no reflejaba adecuadamente la intención evaluativa de la dimensión “Importancia que se
le otorga al peso corporal”, ya que hace referencia a una observación externa del peso ajeno, mientras que los
demás ítems de la dimensión se enfocan en creencias internalizadas y autorreferencias acerca del propio
peso, aspecto fundamental en la construcción de la autoimagen corporal.
(17)
Según Ramos et al.
(64)
detalla que la percepción del peso corporal se relaciona estrechamente con la autoestima
y las emociones hacia uno mismo, y no con actitudes evaluativas hacia las demás personas como hace
referencia este ítem. En este sentido, aunque el ítem 13 (“Pienso que el peso de las personas es importante”),
presentó un residuo de 0,71, fue conservado debido a que mantiene mejor ajuste teórico con la dimensión
relacionada al valor asignado al peso corporal en la experiencia personal
(63)
. Asimismo, cabe resaltar que se
respetó el criterio técnico que recomienda mantener un mínimo de cuatro ítems por factor para asegurar
estabilidad en la estimación del constructo y un modelo con mayor consistencia estructural.
(65)
Para comprobar que el CECAP funciona de manera consistente entre diferentes grupos, se realizó un análisis
de invarianza métrica. Los resultados mostraron que la estructura del instrumento se mantiene estable según
el género y la edad, en adolescentes de la región de Puno. El modelo de tres dimensiones y 15 ítems presentó
y los cambios observados entre los modelos configural, métrico, escalar y estricto fueron mínimos,
cumpliendo los estándares propuestos por Chen.
(66)
Los resultados obtenidos coinciden con investigaciones que han confirmado la estabilidad factorial de
instrumentos similares en adolescentes. Perpiña et al.
(37)
validó la Emotional Eating Scale for Children and
Adolescents, confirmando su estructura mediante análisis factorial confirmatorio. De manera similar, Lobera
et al.
(38)
adaptó la versión española de la Irrational Food Beliefs Scale, identificando dimensiones bien definidas
y con adecuados indicadores de validez. En conjunto, estas evidencias refuerzan la solidez del CECAP como
un instrumento útil y confiable para comparar creencias y emociones relacionadas con la alimentación y el
peso en distintos grupos, minimizando posibles sesgos de interpretación.
En cuanto a la confiabilidad, el CECAP fue evaluado mediante el coeficiente omega de McDonald, obteniendo
valores sólidos en cada de sus dimensiones: “Creencias erróneas acerca del control del peso corporal”
Kalogiratou et al.
(40)
Lobera et al.
(38)
adaptaron una escala sobre creencias irracionales alimentarias en adolescentes, reportando
buena consistencia interna y estructura factorial clara.
En conjunto, estos hallazgos respaldan de manera sólida la fiabilidad del CECAP en la población adolescente,
posicionándolo como una herramienta adecuada para evaluar creencias y emociones sobre la alimentación y
peso. En cuanto a la estimación de la consistencia interna, se optó por utilizar el omega de McDonald, a
diferencia de estudios previos que emplearon el alfa de Cronbach, ya que proporciona estimaciones más
precisas en presencia de cargas factoriales desiguales o estructuras multidimensionales. Como sostiene
Ventura-León
(56)
, el alfa de Cronbach puede generar estimaciones poco confiables, recomendando el uso del
omega como una alternativa más sólida y actualizada.
En cuanto a las limitaciones del estudio, destaca el uso de un muestreo no probabilístico, lo cual restringe la
generalización de los resultados a la población adolescente en conjunto. Adicionalmente, la recolección de
datos mediante autoinforme podría haber estado influenciada por la deseabilidad social; no obstante, se
intentó mitigar este sesgo mediante la sensibilización previa de los participantes respecto a la importancia de
brindar respuestas honestas.
Finalmente, la aplicación del cuestionario se limitó a adolescentes de instituciones educativas de Puno y
Juliaca, lo que podría restringir la representatividad de los hallazgos en relación con la diversidad cultural,
lingüística y socioeconómica presente en otras regiones del país. Por ello, se recomienda que en futuras
investigaciones se utilice una muestra más amplia y representativa, a fin de obtener resultados que reflejen
con mayor precisión dicha diversidad en otras provincias o regiones del país.
CONCLUSIONES
El presente estudio evidenció que la versión adaptada del Cuestionario de Emociones y Creencias sobre la
Alimentación y el Peso (CECAP) presenta adecuadas propiedades psicométricas en adolescentes de la región
de Puno, Perú. La evidencia de validez de contenido mostró vales de V de Aiken superiores a 0,70, lo que
indica una adecuada claridad y pertinencia cultural de los ítems. En cuanto a la validez de constructo, análisis
factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el análisis factorial confirmatorio (CFI = 0,979;
TLI = 0,975; RMSEA = 0,058; SRMR = 0,057) corroboraron una estructura tridimensional consistente con
Finalmente, los coeficientes de omega de McDonald, con valores 0,776 y 0,895, reflejaron una adecuada
consistencia interna en todas las dimensiones del instrumento.
En términos generales, los resultados respaldan el uso del CECAP como un instrumento válido, fiable y
culturalmente pertinente para la evaluación de creencias y emociones alimentarias en adolescentes andinos.
Su implementación en ámbitos educativos y de salud mental favorece la identificación y prevención de
conductas alimentarias de riesgo asociadas a trastornos de la conducta alimentaria. Se sugiere que futuras
investigaciones amplíen el tamaño muestral e incorporen variables contextuales, como el entorno familiar y
las condiciones socioeconómicas, a fin de lograr una comprensión más integral de este fenómeno.
Financiamiento: la investigación fue financiada por los propios autores.
Agradecimientos: Se agradece a los adolescentes y docentes de las instituciones educativas de Puno y Juliaca
por su participación y colaboración durante el desarrollo del estudio.
Conflictos de intereses: Los autores declaran que no existe ningún conflicto de interés financiero, personal o
institucional que pudiera haber influido en los resultados o la interpretación del presente estudio.
Declaración de contribución:Todos los autores contribuyeron de manera equitativa en la concepción, del
estudio, el diseño metodológico, la recolección de datos, el análisis, la interpretación de resultados y la redacción
del manuscrito. Además, revisaron críticamente el contenido, aprobaron la versión final y asumen responsabilidad
conjunta por la integridad y exactitud del trabajo presentado.
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Adaptación y validación del Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el
Peso (CECAP)
Adaptation and validation of the emotions and beliefs about eating and weight questionnaire
(CECAP)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.02
Autores:
Winston Yoel Flores Yana - https://orcid.org/0009-0009-4987-5290
Meljhi Nikol Choquecahua Espinoza - https://orcid.org/0009-0006-8188-7505
Danaly Ceydi Mamani Mamani - https://orcid.org/0009-0004-7823-5093
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Puno, Perú.
Autor de correspondencia: Winston Yoel Flores Yana. Universidad Peruana Unión, Juliaca, Puno, Perú.
Dirección postal: Salida Arequipa, Km 6, Chullunquiani, Juliaca, Perú. Email: winston.flores@upeu.edu.pe.
Teléfono: +51 973733898.
Recibido: 15 de octubre de 2025 Aceptado: 06 de marzo de 2026
RESUMEN
El objetivo del estudio fue adaptar y validar el Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación
y el Peso (CECAP) en adolescentes de la región de Puno, Perú. Participaron 2 072 estudiantes de entre 14 a
18 años, seleccionados mediante un muestreo no probabilístico. La validez de contenido, medida con el
coeficiente V de Aiken, mostró valores por encima de 0.70, lo que evidenció la claridad y pertinencia de los
ítems. El análisis factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el confirmatorio (CFI = 0,996;
TLI = 0,995; RMSEA = 0,051; SRMR = 0,046) mostraron una estructura de tres dimensiones, consistente y
bien alineada con el modelo teórico original. Además, se revisó su la estructura factorial se mantenía igual
apuntaron a una adecuada consistencia interna. En resumen, la versión adaptada del CECAP muestra propiedades
psicométricas apropiadas y resulta valida y confiable, así que puede usarse como una herramienta útil para
evaluar las creencias y las emociones sobre la alimentación y el peso en adolescentes peruanos.
Palabras clave: emociones; adolescente; conducta alimentaria.
REE 20(2) Riobamba may. - ago. 2026
cc
BY NC ND
21
ISSN-impreso 1390-7581
ISSN-digital 2661-6742
ABSTRACT
The aim of this study was to adapt and validate the Questionnaire of Emotions and Beliefs about Food and
Weight (CECAP) in adolescents from the Puno region of Peru. A total of 2,072 students aged 14 to 18 years
participated, selected using non-probability sampling. Content validity, measured using Aiken's V coefficient,
showed values above 0.70, demonstrating the clarity and relevance of the items. Exploratory factor analysis
(KMO = 0.903; Bartlett p < 0.001) and confirmatory factor analysis (CFI = 0.996; TLI = 0.995; RMSEA = 0.051;
SRMR = 0.046) revealed a three-dimensional structure, consistent and well-aligned with the original theoretical
model. Furthermore, the factor structure was verified to be consistent across gender and age groups.
consistency. In summary, the adapted version of the CECAP shows appropriate psychometric properties
and is valid and reliable, so it can be used as a useful tool to assess beliefs and emotions about food and
weight in Peruvian adolescents.
Keywords: Emotions; Adolescent; Eating Behavior.
INTRODUCCIÓN
Las enfermedades no transmisibles ocasionan aproximadamente de cinco millones de muertes al año.
(1)
En
este contexto, se estima que más de 390 millones de jóvenes en el mundo presentan sobrepeso, lo que refleja
una problemática de alcance global.
(2)
En un estudio español con 4 362 adolescentes, se identificó que el 9,6 %
de las chicas y el 1,7 % de los chicos mostraron indicios de trastornos alimentarios, reflejando una mayor
preocupación femenina por la imagen corporal.
(3)
Estos resultados permiten comprender que la influencia de
las emociones en el comportamiento alimentario es relevante, ya que pueden modificar el apetito y la
frecuencia de consumo alimenticio, generando alteraciones en la ingesta.
(4)
Cuando dichas variaciones superan
la capacidad de autorregulación cognitiva y fisiológica, se asocian con riesgos para la salud.
(5)
En el Perú, el Seguro Social de Salud (EsSalud señalo que, durante la pandemia, los casos de trastornos de
conducta alimentaria en adolescentes llegaron a duplicarse, afectando incluso a menores desde los 11 años.
(6)
Asimismo, se estima que el 51 % de la población experimenta inseguridad alimentaria,
(7)
mientras que
aproximadamente el 5 % de los adolescentes presenta alteraciones nutricionales, con mayor prevalencia en
mujeres jóvenes.
(8)
En este contexto, el estigma relacionado con el peso corporal se asocia con la alimentación
emocional, definida como la tendencia a aumentar o reducir la ingesta frente a emociones como la ira,
miedo, tristeza o la ansiedad.
(9)
Estas emociones negativas se relacionan con patrones alimentarios como
adaptativos, entre ellos la sobrealimentación emocional, la cual favorece el consumo elevado de alimentos
altos en grasa y azúcares y limita la capacidad de autoregular la ingesta.
(10)
De manera complementaria, se ha evidenciado que el estrés emocional también incrementa los niveles de
cortisol, lo que puede influir en la elección de alimentos poco saludables como forma de aliviar el malestar.
(11)
Esta dinámica se agrava por la exposición constante al estigma del peso, que eleva el cortisol y fomenta la
preferencia por alimentos calóricos, reforzando los patrones de alimentación emocional.
(12)
A pesar de ello,
el estigma del peso no solo se vincula con la alimentación emocional, sino también con un mayor aislamiento
social y una menor búsqueda de apoyo emocional, intensificando el ciclo de malestar psicológico y los
comportamientos alimentarios desadaptativos.
(13)
La conducta alimentaria está influida por factores socioculturales, creencias, entorno y emociones, los cuales
determinan los hábitos adquiridos en la infancia, lo que condiciona las prácticas alimentarias actuales.
(14)
Estudios realizados en el Perú señalan que los adolescentes presentan un alto riesgo nutricional, enfrentando
problemáticas como el sobrepeso, la obesidad y la anemia, y evidencian la escasez de investigaciones que
analicen los factores socioculturales que influyen en los hábitos alimentarios. Esta situación limita y dificulta
el desarrollo en la implementación de intervenciones en la salud pública que sean pertenecientes desde el
punto de vista cultural.
(15)
Del mismo modo, se ha reconocido que factores individuales, como dificultades
económicas para el acceso de alimentos y la preocupación por el aspecto físico, influyendo significativamente
en las conductas alimentarias de los adolescentes.
(16)
En este sentido, es fundamental abordar el estigma
asociado al peso desde un enfoque integral, considerando tanto aspectos psicológicos como los procesos
fisiológicos.
(17)
En relación con las emociones acerca de la alimentación y el peso, las diferentes reacciones emocionales
tienen efectos significativos a la hora de la ingesta de alimentos, lo cual provoca que el individuo ingiera una
cantidad excesiva de alimentos o viceversa, afectando sus hábitos alimenticios.
(18)
Estas investigaciones
abordan sobre estados emocionales negativos como el miedo o la depresión.
(19,20)
Un análisis psicosomático
ha demostrado que las personas con TCA consumen o dejan de consumir alimentos, ante emociones negativas
como una conducta aprendida orientada a disminuir el malestar emocional.
(21)
Como el comer en exceso en
respuesta a emociones negativas, como la ansiedad o irritabilidad emocional.
(22)
Respecto a las creencias acerca de la alimentación y el peso, se han revisado varios estudios los cuales señalan
que la percepción de la imagen corporal es generada en su mayoría por estereotipos o problemas sociales,
que afectan tanto a los adolescentes como adultos;
(23,24)
asimismo, hace alusión a creencias erróneas, referente
al peso y la alimentación que se asocian con conductas de restricción o exceso alimentario.
(17)
Diversos
medios de comunicación fomentan estereotipos de belleza irrealizables, creando una presión social que
impacta particularmente a los adolescentes y adultos jóvenes.
(25)
Creencias erróneas acerca del control del peso corporal, la autopercepción de una persona no siempre
manifiesta la realidad, dado que el peso está influenciado por muchos factores, como la edad, el género, la
familia, los compañeros, los medios y el origen étnico
(26)
La insatisfacción con la imagen corporal, el disgusto
por el cuerpo y el desdén pueden contribuir a los efectos negativos del aumento de peso en la salud.
(27)
La
forma en que percibimos nuestro peso influye significativamente en cómo nos sentimos con nosotros
mismos, cuando creemos que tener sobrepeso u obesidad es un reflejo de cualidades negativas que puede
dañarnos significativamente en nuestra autoestima.
(28)
Experimentación de emociones agradables al comer, la motivación humana para comer, así como la cantidad,
frecuencia y elección del consumo de alimentos, están influenciadas por variables que no están directamente
relacionadas con las necesidades fisiológicas ni con el valor nutricional de los alimentos, lo cual conlleva a
que cuando las personas hacen referencia a una emoción negativa dan por consecuencia a la ingesta impulsiva;
por otro lado, cuando prevalecen las emociones positivas, el aumento de la alimentación les proporciona
placer.
(29,30)
Adicionalmente, se ha comprobado que una emoción positiva también provoca una mayor ingesta
de alimentos no solo por el placer de consumir los alimentos
(31)
La importancia que se otorga al peso corporal es un asunto altamente ético en el debate público y en la
medicina.
(32–34)
Las normas sociales dictan que tener bajo peso o un peso "normal" es saludable, y los críticos
tratan a las personas con sobrepeso y obesidad: se les atribuye con frecuencia una carga moral, puesto que un
elemento central de la moralidad es que las características personales deseables dictan que el peso debe
ajustarse a estándares sociales predeterminados, por lo que emergen las cualidades morales del esfuerzo y el
autocontrol.
(32,35)
De esta forma, la creencia social de que el peso es controlable y que el exceso de peso refleja
inmoralidad por falta de esfuerzo y autocontrol es muy común tanto en la población general como en personas
que padecen obesidad.
(32,36)
En Europa, específicamente en España se validó el instrumento EES-C aplicada a 199 participantes de 9 a 16
años, confirmó un modelo factorial de cinco dimensiones (CFI = 0,935; GFI = 0,850; AGFI = 0,816; SRMR = 0,066;
(37)
Así también el instrumento IFBS
administrado a 323 jóvenes de 12 a 20 años, presentó una estructura bifactorial con adecuada medida muestral
con indicadores psicológicos y de salud.
(38)
En Barcelona, el EEQ validado en 354 sujetos de 12 a 39 años mostró consistencia interna adecuada en sus
(39)
En Grecia, la
EES-C validada en 139 estudiantes de 9 a 14 años, el AFE explicó el 47,67 % de la varianza total, con
indicadores de adecuación muestral satisfactorios (KMO = 0,869; Bartlett p < 0,001) y con alta consistencia
(40)
Otra versión adaptada de la EES-C en Turquía aplicada a 576 niños y adolescentes
CFI = 0,97), confirmando la robustez psicométrica del instrumento.
(41)
Por otra parte, diversos estudios realizados en América Latina respaldan la validez de estas escalas en distintos
contextos por ejemplo en México el instrumento CECAP, con 1 833 adolescentes de 14 a 18 años mostró
(17)
Y finalmente en Chile el instrumento
CFPQ-Teen aplicado a 473 adolescentes mostró un modelo de cuatro factores con buen ajuste (CFI = 0,965;
invariancia métrica y escalar por género, sin diferencias significativas entre hombres y mujeres.
(42)
Con base a lo expuesto, las bondades del instrumento que se pretende adaptar al contexto peruano, no se
centra en las patologías asociados a los TCA, como muchos otros instrumentos lo realizan; sino, lo que se
busca con este instrumento es indagar las creencias y emociones tanto positivas como negativas sobre la
alimentación y el peso que muchas veces son el detonante de los TCA, que tienen un mayor impacto en los
adolescentes y adultos jóvenes, facilitando la intervención temprana de dicha problemática.
(17)
Por ello, el
objetivo general de la presente investigación fue adaptar y analizar las propiedades psicométricas del
Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el Peso (CECAP) al contexto peruano
y analizar la validez y confiabilidad en jóvenes de la región de Puno; asimismo, tiene como objetivos
específicos determinar la validez de contenido, constructo, la confiabilidad y la invarianza métrica del
cuestionario de emociones y creencias acerca de la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la
región de Puno.
MÉTODO
La investigación es de enfoque psicométrico, centrada en analizar las propiedades psicométricas del instru-
mento, mediante su aplicación, el análisis de puntajes e interpretación de resultados. Asimismo, se empleó
un diseño no experimental, ya que no implica la manipulación de variables, y corresponde a un corte trans-
versal, ya que busca recopilar y analizar datos de un sector de la población en un momento específico.
(43)
Participantes
La población estuvo constituida por jóvenes de las ciudades de Puno y Juliaca, ubicadas en el sur del Perú.
Dicha población es finita, ya que corresponde a un número determinado de estudiantes matriculados en
instituciones educativas de nivel secundario en ambas ciudades durante el año de aplicación del estudio. De
esta población se obtuvo una muestra de 2 072, de los cuales 537 correspondieron a la ciudad de Puno y 1
535 a Juliaca. La muestra se seleccionó mediante un muestreo no probabilístico, de tipo por conveniencia
basado en los criterios de selección y recursos de los investigadores.
(44)
Asimismo, este tamaño muestral
resulta mayor al estándar recomendado para análisis factoriales, que recomienda contar con 20 participantes
por ítem;
(45)
considerando que el instrumento posee 16 ítems, el tamaño mínimo requerido sería 320
participantes, cifra ampliamente superada por la muestra del presente estudio.
Para participar en el estudio se tomó como primer requisito el consentimiento y asentimiento informado, en
la misma línea, los candidatos debían tener entre 14 a 18 años, ambos sexos y que residieron durante la
evaluación en las ciudades de Puno y Juliaca, no se permitió la participación de personas con una nacionalidad
distinta a la peruana, ni de aquellas con alguna discapacidad permanente o temporal que les impidiera
comprender y responder adecuadamente las preguntas. Finalmente, se excluyeron las encuestas que estuvieron
incompletas o que tuvieran respuestas sesgadas en una sola categoría.
Instrumento
El instrumento adaptado en el contexto peruano fue el Cuestionario de emociones y creencias acerca de la
alimentación y el peso (CECAP). Dicho cuestionario es originario de la Ciudad de México y fue creado por
Silva y Gonzáles
(17)
. Este instrumento permite identificar con mayor comprensión las razones que explican
la sobreingesta o subingesta en adolescentes (14 a 18 años), considerando que, en muchos casos, podrían
estar influenciados por creencias inadecuadas o utilizando una alimentación como una estrategia disfuncional
de regulación emocional. El instrumento original consta de tres dimensiones y 16 ítems compuesto por la
escala tipo Likert (Nunca = 1, Algunas veces = 2, Con frecuencia = 3, Siempre = 4). El instrumento muestra
evidencias de validez adecuadas, así también se ha encontrado apropiados índices de bondad de ajuste
-
(17)
Análisis de datos
Dado que el instrumento original se encuentra en idioma español, no fue necesario realizar un proceso de
traducción. No obstante, se llevó a cabo un proceso de adaptación cultural mediante evaluación de validez
de contenido por siete jueces expertos, con el objetivo de verificar la claridad, pertinencia y adecuación
cultural de los ítems al contexto peruano; complementariamente, se usó la fórmula de Penfield y Giacobbi
(46)
al 95 % de confianza bajo un criterio conservador
(47)
que exige que los intervalos de confianza inferiores sean
mayores de 0,7; en cuanto al análisis factorial exploratorio y confirmatorio se optó por dividir los datos en
submuestras equivalentes de 1 036 participantes para cada análisis. El análisis factorial exploratorio exige el
estudio de la linealidad, normalidad y multicolinealidad
(48)
las mismas que se comprobaron mediante una
matriz de correlaciones policóricas (Figura 1). No obstante, para la normalidad se usó la recomendación de
Ferrando y Anguiano-Carrasco
(49)
para comprobar la normalidad multivariada, el análisis arrojó un valor de
inferior al 0,05 que demuestra no normalidad, el mencionado resultado junto a la naturaleza ordinal de los
ítems, se optó por utilizar mínimos cuadrados ordinarios como método de factorización. En cuanto a los
hallazgos del AFC de trabajaron con el estimador WLSMV usando el software R Studio con el paquete
Lavaan, asimismo se optó por un método de rotación oblicua con índices de ajuste como CFI > 0,95; GFI > 0,93;
TLI > 0,90, RMSEA < 0,05, SRMR < 0,08.
(50)
En este sentido, se estimó la confiabilidad por consistencia interna
mediante el coeficiente omega de McDonald por ser un análisis de confiabilidad por consistencia interna
menos sensible a la cantidad de ítems.
(51)
Adicionalmente, se optó por someter el test a procesos de invarianza
métrica por CFA así como determinar baremos para la interpretación de la prueba con base a percentiles.
RESULTADOS
Análisis sociodemográfico
En este estudio participaron 2 072 adolescentes de entre 14 y 17 años, con una proporción ligeramente mayor
de varones (55, 5 %, n = 1 149) en comparación con las mujeres (44, 5 %, n = 923). Más de la mitad tenía
una edad entre 14 y 15 años (59, 9 %, n = 1241) y cursaba el tercer año de secundaria (36, 3 %). La mayoría
provenía de instituciones educativas públicas (84, 5 %, n = 1 751) y vivía con ambos padres (77, 5 %, n = 1605),
lo que sugiere un contexto familiar mayormente estable. En cuanto a su lugar de residencia, tres de cada
cuatro adolescentes residían en la ciudad de Juliaca (73, 7 %, n = 1 527), lo que refleja una predominante
concentración urbana de la muestra.
Tabla 1. Características sociodemográficas de los participantes (N = 2 072)
Nota: F = frecuencia; % = porcentaje. Los porcentajes han sido redondeados a un decimal, por lo que no pueden sumar exactamente
100 %.
Evidencias de validez basada en el contenido
La tabla 2 muestra los índices de validez basados en el contenido del instrumento de 16 ítems. Se encontró
que el 93,75 % de los ítems (15 ítems) demostraron ser claros, importantes para evaluar el constructo y
pertinentes en la dimensión correcta, ya que los limites inferiores del intervalo (Low) se encontraron por
encima de 0,70 valor requerido por un criterio más conservador,
(46)
no obstante, el ítem 2 demostró un intervalo
igual a 0,60 en el criterio relevancia. Otros detalles más específicos identificaron a los ítems 10 y 15 con
intervalos limítrofes a 0,70 en los criterios relevancia y representatividad y solo al ítem 16 en el criterio
relevancia y claridad, mientras que los ítems 7, 12 la conjunción y 13 presentaron índices limítrofes de 0,71
solo en el criterio claridad.
Tabla 2. Coeficientes V de Aiken (IC del 95 %, n = 8)
Nota: M: media aritmética, DE: desviación estándar, V es el coeficiente V de Aiken, Low – Up: son intervalos de confianza inferior
y superior respectivamente.
Evidencia de validez basada en el constructo
La figura 1 muestra un mapa de calor basado en la matriz policórica de los 16 ítems. Se evidencia que los
ítems del 1 al 6 presentaron correlaciones más altas con coeficientes que oscilan entre 0,47 y 0,88, la segunda
zona significativamente correlacionada se encuentra entre los ítems 7 al 11 con coeficientes de correlación
entre 0,55 y 0,76 mientras que la tercera zona entre los ítems 12 al 16 mostro correlación entre 0,37 y 0,61,
lo que evidencia una esperada agrupación de ítems por cada factor muy similar a lo esperado teóricamente,
no obstante, los ítems 12, 14 y 16 mostraron correlaciones entre 0,44 y 0,67 con los ítems del primer factor,
agrupación no previsible estadísticamente.
Figura 1. Matriz policórica
Nota: Los cuadrantes en rojo indican la agrupación esperada desde el enfoque teórico, no representa un análisis adyacente a la
matriz policórica, el valor cercano a 1 se presenta de color azul; mientras que, el rojo al -1 y un color tenue o blanco representa
coeficientes ínfimos.
Análisis factorial exploratorio
El análisis factorial exploratorio obtenido a partir del 50 % inicial de los encuestados dio como resultado una
solución factorial de tres dimensiones con KMO de 0,903 con prueba de esfericidad de Bartlett de 0,000, esta
solución logró explicar el 56,7 % de la varianza con los 16 ítems muy similares a la matriz policórica y teórica
donde el factor 1 se conformó por los ítems 1 al 6, el factor 2 por los ítems 7 al 11, el factor 3 por los ítems
13 y 15 sin embargo los ítems 12, 14 y 16 mostraron cargas más altas dentro del factor 1, al verificar las
cargas superiores a 0.2 se encontró que estos ítems saturan el F3 con cargas de 0,357, 0,270 y 0,229
respectivamente.
Tabla 3. Cargas de los Factores
Nota: El método de rotación aplicado fue oblimin.
Análisis factorial confirmatorio
La tabla 4 presenta los índices de ajuste del modelo obtenidos mediante AFC utilizando modelos de ecuaciones
estructurales. El modelo 1 procesado por rotación oblicua mostró índices de ajuste de modelo, sin embargo al
observar las cargas factoriales y residuos asociados a cada ítem (ver figura 2A) encontramos que el ítem 15
alcanzó un residuo de 0,72, al excluirlo generamos un segundo modelo con mejores índices (TLI = 0,995,
CFI = 0,996, GFI = 0,996, NFI = 0,995, SRMR = 0,046 y RMSEA = 0,051), no obstante, encontramos que
el ítem 13 demostró un residuo de 0,71 (ver figura 2-b) lo que motivo a la exclusión del ítem 13 generando
un tercer modelo con índices de ajuste esperados. A pesar de esto, el modelo 2 se presenta como el más
adecuado, decisión que se discute más adelante.
Tabla 4. Índices de ajuste por CFA
Nota: El modelo 1 se procesó con una estructura basada en tres dimensiones con 16 ítems, el modelo 2 tiene 3 dimensiones con 15
ítems ya que se excluye al ítem 15, el modelo 3 tiene 3 dimensiones sin los ítems 13 y 15. Todos los modelos se procesaron con
rotación oblicua. (*) se trata del modelo elegido como adecuado.
Figura 2. Semplot de los modelos 1 y 2
A)
B)
Invarianza métrica
no sobrepasan 0.01 entre cada método de contraste; esto indica que la escala es equivalente entre varones y
mujeres, así como por edades entre 14 a 15 años y entre 16 y17 años.
Tabla 5. Invarianza métrica por sexo (Masculino = 552, Femenino = 484) y por edad (14 - 15 años = 622,
16 - 17 años = 414)
Confiabilidad por consistencia interna
Se aplicó el coeficiente omega de McDonald en su versión unidimensional con intervalos de confianza del
95 % lo que mostró que la primera dimensión, denominada “Creencias erróneas acerca del control del peso
cuanto a la dimensión “Experimentación de emociones agradables al comer” se evidencio una adecuada
confianza de 0,754 a 0,798.
Tabla 6. Confiabilidad por consistencia interna por factor
DISCUSIÓN
El presente estudio tuvo como objetivo adaptar y validar el cuestionario de emociones y creencias acerca de
la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la región de Puno, considerando el creciente riesgo de
adolescentes presenta algún tipo de TCA, lo cual evidencia la necesidad de contar con herramientas adecuadas
para su detección.
(52)
El CECAP busca evaluar emociones y creencias vinculadas a la alimentación, variables
que, según investigaciones previas, están asociadas al desarrollo de conductas alimentarias desadaptativas.
(53,54)
En este estudio, se buscó asegurar que el CECAP adaptado al contexto peruano realmente mida lo que se
propone, por lo cual se evaluó su validez basada en el contenido. Para ello, se utilizó el coeficiente V de
Aiken, poniendo especial atención en que los ítems fueran claros, relevantes y representativos. Diversos
autores, como Charter
(55)
y Ventura-León,
(56)
sugieren que el umbral de 0,70 para V de Aiken es adecuado
para validar la calidad de los ítems durante la adaptación transcultural. Por ello, la revisión individual de
ítems con valores cercanos al umbral asegura no solo el cumplimiento de estándares estadísticos, sino
también la pertinencia cultural y conceptual del instrumento, fortaleciendo su utilidad práctica en la población
peruana.
Además, se evaluó la validez basada en el constructo del CECAP, utilizando la matriz policórica, una técnica
especialmente recomendada para examinar la estructura interna de escalas tipo Likert.
(57,58)
Los resultados
revelaron tres factores bien definidos que respaldan la estructura teórica original del instrumento, lo que
sugiere que la adaptación al contexto peruano ha sido adecuada.
(17)
No obstante, algunas correlaciones entre
grupos de ítems distintos podrían estar reflejando particularidades culturales o dimensiones compartidas,
algo común en procesos de adaptación transcultural.
(59)
En conjunto, estos hallazgos refuerzan la validez del
constructo y abren la puerta a futuros estudios confirmatorios que permitan seguir afinando la estructura del
instrumento en distintos contextos.
(60)
En cuanto a los hallazgos obtenidos en el Análisis Factorial Exploratorio (AFE) evidenciaron una estructura
tridimensional adecuada, sustentada por un índice de adecuación muestral KMO de 0,903 y una prueba de
esfericidad de Bartlett significativa lo que respalda la pertinencia del análisis y adecuación de los datos para
la reducción factorial.
(61)
Simultáneamente, se utilizó también el método de estimación de mínimos cuadrados
no ponderados (ULS) sobre la matriz de correlaciones policóricas, el cual es recomendado para variables
ordinales como Likert.
(57,62)
De este modo, se realizó el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC), el cual muestra índices de ajuste obtenidos
(CFI = 0,979, TLI = 0,975, RMSEA = 0,058, SRMR = 0,057) se encuentran dentro de los rangos adecuados,
lo que indica que el modelo presenta un buen ajuste.
(1)
Así también, en comparación al instrumento original
muestra resultados favorables, lo que sugiere que la estructura del instrumento es funcional en ambos contextos
culturales.
(17)
En cuanto a las modificaciones del instrumento, se optó por la eliminación del ítem 15 (“Me fijo en el peso
de las personas”), debido a que presentó un residuo estandarizado de 0,72. Aunque el valor no supera el
umbral ya establecido para ser considerado un mal ajuste local (+2,5), sí refleja una discrepancia resaltante
que sugiere una inconsistencia entre el modelo teórico y los datos obtenidos.
(63)
No solo resalta la consideración
estadística, el ítem no reflejaba adecuadamente la intención evaluativa de la dimensión “Importancia que se
le otorga al peso corporal”, ya que hace referencia a una observación externa del peso ajeno, mientras que los
demás ítems de la dimensión se enfocan en creencias internalizadas y autorreferencias acerca del propio
peso, aspecto fundamental en la construcción de la autoimagen corporal.
(17)
Según Ramos et al.
(64)
detalla que la percepción del peso corporal se relaciona estrechamente con la autoestima
y las emociones hacia uno mismo, y no con actitudes evaluativas hacia las demás personas como hace
referencia este ítem. En este sentido, aunque el ítem 13 (“Pienso que el peso de las personas es importante”),
presentó un residuo de 0,71, fue conservado debido a que mantiene mejor ajuste teórico con la dimensión
relacionada al valor asignado al peso corporal en la experiencia personal
(63)
. Asimismo, cabe resaltar que se
respetó el criterio técnico que recomienda mantener un mínimo de cuatro ítems por factor para asegurar
estabilidad en la estimación del constructo y un modelo con mayor consistencia estructural.
(65)
Para comprobar que el CECAP funciona de manera consistente entre diferentes grupos, se realizó un análisis
de invarianza métrica. Los resultados mostraron que la estructura del instrumento se mantiene estable según
el género y la edad, en adolescentes de la región de Puno. El modelo de tres dimensiones y 15 ítems presentó
y los cambios observados entre los modelos configural, métrico, escalar y estricto fueron mínimos,
cumpliendo los estándares propuestos por Chen.
(66)
Los resultados obtenidos coinciden con investigaciones que han confirmado la estabilidad factorial de
instrumentos similares en adolescentes. Perpiña et al.
(37)
validó la Emotional Eating Scale for Children and
Adolescents, confirmando su estructura mediante análisis factorial confirmatorio. De manera similar, Lobera
et al.
(38)
adaptó la versión española de la Irrational Food Beliefs Scale, identificando dimensiones bien definidas
y con adecuados indicadores de validez. En conjunto, estas evidencias refuerzan la solidez del CECAP como
un instrumento útil y confiable para comparar creencias y emociones relacionadas con la alimentación y el
peso en distintos grupos, minimizando posibles sesgos de interpretación.
En cuanto a la confiabilidad, el CECAP fue evaluado mediante el coeficiente omega de McDonald, obteniendo
valores sólidos en cada de sus dimensiones: “Creencias erróneas acerca del control del peso corporal”
Kalogiratou et al.
(40)
Lobera et al.
(38)
adaptaron una escala sobre creencias irracionales alimentarias en adolescentes, reportando
buena consistencia interna y estructura factorial clara.
En conjunto, estos hallazgos respaldan de manera sólida la fiabilidad del CECAP en la población adolescente,
posicionándolo como una herramienta adecuada para evaluar creencias y emociones sobre la alimentación y
peso. En cuanto a la estimación de la consistencia interna, se optó por utilizar el omega de McDonald, a
diferencia de estudios previos que emplearon el alfa de Cronbach, ya que proporciona estimaciones más
precisas en presencia de cargas factoriales desiguales o estructuras multidimensionales. Como sostiene
Ventura-León
(56)
, el alfa de Cronbach puede generar estimaciones poco confiables, recomendando el uso del
omega como una alternativa más sólida y actualizada.
En cuanto a las limitaciones del estudio, destaca el uso de un muestreo no probabilístico, lo cual restringe la
generalización de los resultados a la población adolescente en conjunto. Adicionalmente, la recolección de
datos mediante autoinforme podría haber estado influenciada por la deseabilidad social; no obstante, se
intentó mitigar este sesgo mediante la sensibilización previa de los participantes respecto a la importancia de
brindar respuestas honestas.
Finalmente, la aplicación del cuestionario se limitó a adolescentes de instituciones educativas de Puno y
Juliaca, lo que podría restringir la representatividad de los hallazgos en relación con la diversidad cultural,
lingüística y socioeconómica presente en otras regiones del país. Por ello, se recomienda que en futuras
investigaciones se utilice una muestra más amplia y representativa, a fin de obtener resultados que reflejen
con mayor precisión dicha diversidad en otras provincias o regiones del país.
CONCLUSIONES
El presente estudio evidenció que la versión adaptada del Cuestionario de Emociones y Creencias sobre la
Alimentación y el Peso (CECAP) presenta adecuadas propiedades psicométricas en adolescentes de la región
de Puno, Perú. La evidencia de validez de contenido mostró vales de V de Aiken superiores a 0,70, lo que
indica una adecuada claridad y pertinencia cultural de los ítems. En cuanto a la validez de constructo, análisis
factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el análisis factorial confirmatorio (CFI = 0,979;
TLI = 0,975; RMSEA = 0,058; SRMR = 0,057) corroboraron una estructura tridimensional consistente con
Finalmente, los coeficientes de omega de McDonald, con valores 0,776 y 0,895, reflejaron una adecuada
consistencia interna en todas las dimensiones del instrumento.
En términos generales, los resultados respaldan el uso del CECAP como un instrumento válido, fiable y
culturalmente pertinente para la evaluación de creencias y emociones alimentarias en adolescentes andinos.
Su implementación en ámbitos educativos y de salud mental favorece la identificación y prevención de
conductas alimentarias de riesgo asociadas a trastornos de la conducta alimentaria. Se sugiere que futuras
investigaciones amplíen el tamaño muestral e incorporen variables contextuales, como el entorno familiar y
las condiciones socioeconómicas, a fin de lograr una comprensión más integral de este fenómeno.
Financiamiento: la investigación fue financiada por los propios autores.
Agradecimientos: Se agradece a los adolescentes y docentes de las instituciones educativas de Puno y Juliaca
por su participación y colaboración durante el desarrollo del estudio.
Conflictos de intereses: Los autores declaran que no existe ningún conflicto de interés financiero, personal o
institucional que pudiera haber influido en los resultados o la interpretación del presente estudio.
Declaración de contribución:Todos los autores contribuyeron de manera equitativa en la concepción, del
estudio, el diseño metodológico, la recolección de datos, el análisis, la interpretación de resultados y la redacción
del manuscrito. Además, revisaron críticamente el contenido, aprobaron la versión final y asumen responsabilidad
conjunta por la integridad y exactitud del trabajo presentado.
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Adaptación y validación del Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el
Peso (CECAP)
Adaptation and validation of the emotions and beliefs about eating and weight questionnaire
(CECAP)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.02
Autores:
Winston Yoel Flores Yana - https://orcid.org/0009-0009-4987-5290
Meljhi Nikol Choquecahua Espinoza - https://orcid.org/0009-0006-8188-7505
Danaly Ceydi Mamani Mamani - https://orcid.org/0009-0004-7823-5093
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Puno, Perú.
Autor de correspondencia: Winston Yoel Flores Yana. Universidad Peruana Unión, Juliaca, Puno, Perú.
Dirección postal: Salida Arequipa, Km 6, Chullunquiani, Juliaca, Perú. Email: winston.flores@upeu.edu.pe.
Teléfono: +51 973733898.
Recibido: 15 de octubre de 2025 Aceptado: 06 de marzo de 2026
RESUMEN
El objetivo del estudio fue adaptar y validar el Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación
y el Peso (CECAP) en adolescentes de la región de Puno, Perú. Participaron 2 072 estudiantes de entre 14 a
18 años, seleccionados mediante un muestreo no probabilístico. La validez de contenido, medida con el
coeficiente V de Aiken, mostró valores por encima de 0.70, lo que evidenció la claridad y pertinencia de los
ítems. El análisis factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el confirmatorio (CFI = 0,996;
TLI = 0,995; RMSEA = 0,051; SRMR = 0,046) mostraron una estructura de tres dimensiones, consistente y
bien alineada con el modelo teórico original. Además, se revisó su la estructura factorial se mantenía igual
apuntaron a una adecuada consistencia interna. En resumen, la versión adaptada del CECAP muestra propiedades
psicométricas apropiadas y resulta valida y confiable, así que puede usarse como una herramienta útil para
evaluar las creencias y las emociones sobre la alimentación y el peso en adolescentes peruanos.
Palabras clave: emociones; adolescente; conducta alimentaria.
ABSTRACT
The aim of this study was to adapt and validate the Questionnaire of Emotions and Beliefs about Food and
Weight (CECAP) in adolescents from the Puno region of Peru. A total of 2,072 students aged 14 to 18 years
participated, selected using non-probability sampling. Content validity, measured using Aiken's V coefficient,
showed values above 0.70, demonstrating the clarity and relevance of the items. Exploratory factor analysis
(KMO = 0.903; Bartlett p < 0.001) and confirmatory factor analysis (CFI = 0.996; TLI = 0.995; RMSEA = 0.051;
SRMR = 0.046) revealed a three-dimensional structure, consistent and well-aligned with the original theoretical
model. Furthermore, the factor structure was verified to be consistent across gender and age groups.
consistency. In summary, the adapted version of the CECAP shows appropriate psychometric properties
and is valid and reliable, so it can be used as a useful tool to assess beliefs and emotions about food and
weight in Peruvian adolescents.
Keywords: Emotions; Adolescent; Eating Behavior.
INTRODUCCIÓN
Las enfermedades no transmisibles ocasionan aproximadamente de cinco millones de muertes al año.
(1)
En
este contexto, se estima que más de 390 millones de jóvenes en el mundo presentan sobrepeso, lo que refleja
una problemática de alcance global.
(2)
En un estudio español con 4 362 adolescentes, se identificó que el 9,6 %
de las chicas y el 1,7 % de los chicos mostraron indicios de trastornos alimentarios, reflejando una mayor
preocupación femenina por la imagen corporal.
(3)
Estos resultados permiten comprender que la influencia de
las emociones en el comportamiento alimentario es relevante, ya que pueden modificar el apetito y la
frecuencia de consumo alimenticio, generando alteraciones en la ingesta.
(4)
Cuando dichas variaciones superan
la capacidad de autorregulación cognitiva y fisiológica, se asocian con riesgos para la salud.
(5)
En el Perú, el Seguro Social de Salud (EsSalud señalo que, durante la pandemia, los casos de trastornos de
conducta alimentaria en adolescentes llegaron a duplicarse, afectando incluso a menores desde los 11 años.
(6)
Asimismo, se estima que el 51 % de la población experimenta inseguridad alimentaria,
(7)
mientras que
aproximadamente el 5 % de los adolescentes presenta alteraciones nutricionales, con mayor prevalencia en
mujeres jóvenes.
(8)
En este contexto, el estigma relacionado con el peso corporal se asocia con la alimentación
emocional, definida como la tendencia a aumentar o reducir la ingesta frente a emociones como la ira,
miedo, tristeza o la ansiedad.
(9)
Estas emociones negativas se relacionan con patrones alimentarios como
adaptativos, entre ellos la sobrealimentación emocional, la cual favorece el consumo elevado de alimentos
altos en grasa y azúcares y limita la capacidad de autoregular la ingesta.
(10)
De manera complementaria, se ha evidenciado que el estrés emocional también incrementa los niveles de
cortisol, lo que puede influir en la elección de alimentos poco saludables como forma de aliviar el malestar.
(11)
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ISSN-digital 2661-6742
Esta dinámica se agrava por la exposición constante al estigma del peso, que eleva el cortisol y fomenta la
preferencia por alimentos calóricos, reforzando los patrones de alimentación emocional.
(12)
A pesar de ello,
el estigma del peso no solo se vincula con la alimentación emocional, sino también con un mayor aislamiento
social y una menor búsqueda de apoyo emocional, intensificando el ciclo de malestar psicológico y los
comportamientos alimentarios desadaptativos.
(13)
La conducta alimentaria está influida por factores socioculturales, creencias, entorno y emociones, los cuales
determinan los hábitos adquiridos en la infancia, lo que condiciona las prácticas alimentarias actuales.
(14)
Estudios realizados en el Perú señalan que los adolescentes presentan un alto riesgo nutricional, enfrentando
problemáticas como el sobrepeso, la obesidad y la anemia, y evidencian la escasez de investigaciones que
analicen los factores socioculturales que influyen en los hábitos alimentarios. Esta situación limita y dificulta
el desarrollo en la implementación de intervenciones en la salud pública que sean pertenecientes desde el
punto de vista cultural.
(15)
Del mismo modo, se ha reconocido que factores individuales, como dificultades
económicas para el acceso de alimentos y la preocupación por el aspecto físico, influyendo significativamente
en las conductas alimentarias de los adolescentes.
(16)
En este sentido, es fundamental abordar el estigma
asociado al peso desde un enfoque integral, considerando tanto aspectos psicológicos como los procesos
fisiológicos.
(17)
En relación con las emociones acerca de la alimentación y el peso, las diferentes reacciones emocionales
tienen efectos significativos a la hora de la ingesta de alimentos, lo cual provoca que el individuo ingiera una
cantidad excesiva de alimentos o viceversa, afectando sus hábitos alimenticios.
(18)
Estas investigaciones
abordan sobre estados emocionales negativos como el miedo o la depresión.
(19,20)
Un análisis psicosomático
ha demostrado que las personas con TCA consumen o dejan de consumir alimentos, ante emociones negativas
como una conducta aprendida orientada a disminuir el malestar emocional.
(21)
Como el comer en exceso en
respuesta a emociones negativas, como la ansiedad o irritabilidad emocional.
(22)
Respecto a las creencias acerca de la alimentación y el peso, se han revisado varios estudios los cuales señalan
que la percepción de la imagen corporal es generada en su mayoría por estereotipos o problemas sociales,
que afectan tanto a los adolescentes como adultos;
(23,24)
asimismo, hace alusión a creencias erróneas, referente
al peso y la alimentación que se asocian con conductas de restricción o exceso alimentario.
(17)
Diversos
medios de comunicación fomentan estereotipos de belleza irrealizables, creando una presión social que
impacta particularmente a los adolescentes y adultos jóvenes.
(25)
Creencias erróneas acerca del control del peso corporal, la autopercepción de una persona no siempre
manifiesta la realidad, dado que el peso está influenciado por muchos factores, como la edad, el género, la
familia, los compañeros, los medios y el origen étnico
(26)
La insatisfacción con la imagen corporal, el disgusto
por el cuerpo y el desdén pueden contribuir a los efectos negativos del aumento de peso en la salud.
(27)
La
forma en que percibimos nuestro peso influye significativamente en cómo nos sentimos con nosotros
mismos, cuando creemos que tener sobrepeso u obesidad es un reflejo de cualidades negativas que puede
dañarnos significativamente en nuestra autoestima.
(28)
Experimentación de emociones agradables al comer, la motivación humana para comer, así como la cantidad,
frecuencia y elección del consumo de alimentos, están influenciadas por variables que no están directamente
relacionadas con las necesidades fisiológicas ni con el valor nutricional de los alimentos, lo cual conlleva a
que cuando las personas hacen referencia a una emoción negativa dan por consecuencia a la ingesta impulsiva;
por otro lado, cuando prevalecen las emociones positivas, el aumento de la alimentación les proporciona
placer.
(29,30)
Adicionalmente, se ha comprobado que una emoción positiva también provoca una mayor ingesta
de alimentos no solo por el placer de consumir los alimentos
(31)
La importancia que se otorga al peso corporal es un asunto altamente ético en el debate público y en la
medicina.
(32–34)
Las normas sociales dictan que tener bajo peso o un peso "normal" es saludable, y los críticos
tratan a las personas con sobrepeso y obesidad: se les atribuye con frecuencia una carga moral, puesto que un
elemento central de la moralidad es que las características personales deseables dictan que el peso debe
ajustarse a estándares sociales predeterminados, por lo que emergen las cualidades morales del esfuerzo y el
autocontrol.
(32,35)
De esta forma, la creencia social de que el peso es controlable y que el exceso de peso refleja
inmoralidad por falta de esfuerzo y autocontrol es muy común tanto en la población general como en personas
que padecen obesidad.
(32,36)
En Europa, específicamente en España se validó el instrumento EES-C aplicada a 199 participantes de 9 a 16
años, confirmó un modelo factorial de cinco dimensiones (CFI = 0,935; GFI = 0,850; AGFI = 0,816; SRMR = 0,066;
(37)
Así también el instrumento IFBS
administrado a 323 jóvenes de 12 a 20 años, presentó una estructura bifactorial con adecuada medida muestral
con indicadores psicológicos y de salud.
(38)
En Barcelona, el EEQ validado en 354 sujetos de 12 a 39 años mostró consistencia interna adecuada en sus
(39)
En Grecia, la
EES-C validada en 139 estudiantes de 9 a 14 años, el AFE explicó el 47,67 % de la varianza total, con
indicadores de adecuación muestral satisfactorios (KMO = 0,869; Bartlett p < 0,001) y con alta consistencia
(40)
Otra versión adaptada de la EES-C en Turquía aplicada a 576 niños y adolescentes
CFI = 0,97), confirmando la robustez psicométrica del instrumento.
(41)
Por otra parte, diversos estudios realizados en América Latina respaldan la validez de estas escalas en distintos
contextos por ejemplo en México el instrumento CECAP, con 1 833 adolescentes de 14 a 18 años mostró
(17)
Y finalmente en Chile el instrumento
CFPQ-Teen aplicado a 473 adolescentes mostró un modelo de cuatro factores con buen ajuste (CFI = 0,965;
invariancia métrica y escalar por género, sin diferencias significativas entre hombres y mujeres.
(42)
Con base a lo expuesto, las bondades del instrumento que se pretende adaptar al contexto peruano, no se
centra en las patologías asociados a los TCA, como muchos otros instrumentos lo realizan; sino, lo que se
busca con este instrumento es indagar las creencias y emociones tanto positivas como negativas sobre la
alimentación y el peso que muchas veces son el detonante de los TCA, que tienen un mayor impacto en los
adolescentes y adultos jóvenes, facilitando la intervención temprana de dicha problemática.
(17)
Por ello, el
objetivo general de la presente investigación fue adaptar y analizar las propiedades psicométricas del
Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el Peso (CECAP) al contexto peruano
y analizar la validez y confiabilidad en jóvenes de la región de Puno; asimismo, tiene como objetivos
específicos determinar la validez de contenido, constructo, la confiabilidad y la invarianza métrica del
cuestionario de emociones y creencias acerca de la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la
región de Puno.
MÉTODO
La investigación es de enfoque psicométrico, centrada en analizar las propiedades psicométricas del instru-
mento, mediante su aplicación, el análisis de puntajes e interpretación de resultados. Asimismo, se empleó
un diseño no experimental, ya que no implica la manipulación de variables, y corresponde a un corte trans-
versal, ya que busca recopilar y analizar datos de un sector de la población en un momento específico.
(43)
Participantes
La población estuvo constituida por jóvenes de las ciudades de Puno y Juliaca, ubicadas en el sur del Perú.
Dicha población es finita, ya que corresponde a un número determinado de estudiantes matriculados en
instituciones educativas de nivel secundario en ambas ciudades durante el año de aplicación del estudio. De
esta población se obtuvo una muestra de 2 072, de los cuales 537 correspondieron a la ciudad de Puno y 1
535 a Juliaca. La muestra se seleccionó mediante un muestreo no probabilístico, de tipo por conveniencia
basado en los criterios de selección y recursos de los investigadores.
(44)
Asimismo, este tamaño muestral
resulta mayor al estándar recomendado para análisis factoriales, que recomienda contar con 20 participantes
por ítem;
(45)
considerando que el instrumento posee 16 ítems, el tamaño mínimo requerido sería 320
participantes, cifra ampliamente superada por la muestra del presente estudio.
Para participar en el estudio se tomó como primer requisito el consentimiento y asentimiento informado, en
la misma línea, los candidatos debían tener entre 14 a 18 años, ambos sexos y que residieron durante la
evaluación en las ciudades de Puno y Juliaca, no se permitió la participación de personas con una nacionalidad
distinta a la peruana, ni de aquellas con alguna discapacidad permanente o temporal que les impidiera
comprender y responder adecuadamente las preguntas. Finalmente, se excluyeron las encuestas que estuvieron
incompletas o que tuvieran respuestas sesgadas en una sola categoría.
Instrumento
El instrumento adaptado en el contexto peruano fue el Cuestionario de emociones y creencias acerca de la
alimentación y el peso (CECAP). Dicho cuestionario es originario de la Ciudad de México y fue creado por
Silva y Gonzáles
(17)
. Este instrumento permite identificar con mayor comprensión las razones que explican
la sobreingesta o subingesta en adolescentes (14 a 18 años), considerando que, en muchos casos, podrían
estar influenciados por creencias inadecuadas o utilizando una alimentación como una estrategia disfuncional
de regulación emocional. El instrumento original consta de tres dimensiones y 16 ítems compuesto por la
escala tipo Likert (Nunca = 1, Algunas veces = 2, Con frecuencia = 3, Siempre = 4). El instrumento muestra
evidencias de validez adecuadas, así también se ha encontrado apropiados índices de bondad de ajuste
-
(17)
Análisis de datos
Dado que el instrumento original se encuentra en idioma español, no fue necesario realizar un proceso de
traducción. No obstante, se llevó a cabo un proceso de adaptación cultural mediante evaluación de validez
de contenido por siete jueces expertos, con el objetivo de verificar la claridad, pertinencia y adecuación
cultural de los ítems al contexto peruano; complementariamente, se usó la fórmula de Penfield y Giacobbi
(46)
al 95 % de confianza bajo un criterio conservador
(47)
que exige que los intervalos de confianza inferiores sean
mayores de 0,7; en cuanto al análisis factorial exploratorio y confirmatorio se optó por dividir los datos en
submuestras equivalentes de 1 036 participantes para cada análisis. El análisis factorial exploratorio exige el
estudio de la linealidad, normalidad y multicolinealidad
(48)
las mismas que se comprobaron mediante una
matriz de correlaciones policóricas (Figura 1). No obstante, para la normalidad se usó la recomendación de
Ferrando y Anguiano-Carrasco
(49)
para comprobar la normalidad multivariada, el análisis arrojó un valor de
inferior al 0,05 que demuestra no normalidad, el mencionado resultado junto a la naturaleza ordinal de los
ítems, se optó por utilizar mínimos cuadrados ordinarios como método de factorización. En cuanto a los
hallazgos del AFC de trabajaron con el estimador WLSMV usando el software R Studio con el paquete
Lavaan, asimismo se optó por un método de rotación oblicua con índices de ajuste como CFI > 0,95; GFI > 0,93;
TLI > 0,90, RMSEA < 0,05, SRMR < 0,08.
(50)
En este sentido, se estimó la confiabilidad por consistencia interna
mediante el coeficiente omega de McDonald por ser un análisis de confiabilidad por consistencia interna
menos sensible a la cantidad de ítems.
(51)
Adicionalmente, se optó por someter el test a procesos de invarianza
métrica por CFA así como determinar baremos para la interpretación de la prueba con base a percentiles.
RESULTADOS
Análisis sociodemográfico
En este estudio participaron 2 072 adolescentes de entre 14 y 17 años, con una proporción ligeramente mayor
de varones (55, 5 %, n = 1 149) en comparación con las mujeres (44, 5 %, n = 923). Más de la mitad tenía
una edad entre 14 y 15 años (59, 9 %, n = 1241) y cursaba el tercer año de secundaria (36, 3 %). La mayoría
provenía de instituciones educativas públicas (84, 5 %, n = 1 751) y vivía con ambos padres (77, 5 %, n = 1605),
lo que sugiere un contexto familiar mayormente estable. En cuanto a su lugar de residencia, tres de cada
cuatro adolescentes residían en la ciudad de Juliaca (73, 7 %, n = 1 527), lo que refleja una predominante
concentración urbana de la muestra.
Tabla 1. Características sociodemográficas de los participantes (N = 2 072)
Nota: F = frecuencia; % = porcentaje. Los porcentajes han sido redondeados a un decimal, por lo que no pueden sumar exactamente
100 %.
Evidencias de validez basada en el contenido
La tabla 2 muestra los índices de validez basados en el contenido del instrumento de 16 ítems. Se encontró
que el 93,75 % de los ítems (15 ítems) demostraron ser claros, importantes para evaluar el constructo y
pertinentes en la dimensión correcta, ya que los limites inferiores del intervalo (Low) se encontraron por
encima de 0,70 valor requerido por un criterio más conservador,
(46)
no obstante, el ítem 2 demostró un intervalo
igual a 0,60 en el criterio relevancia. Otros detalles más específicos identificaron a los ítems 10 y 15 con
intervalos limítrofes a 0,70 en los criterios relevancia y representatividad y solo al ítem 16 en el criterio
relevancia y claridad, mientras que los ítems 7, 12 la conjunción y 13 presentaron índices limítrofes de 0,71
solo en el criterio claridad.
Tabla 2. Coeficientes V de Aiken (IC del 95 %, n = 8)
Nota: M: media aritmética, DE: desviación estándar, V es el coeficiente V de Aiken, Low – Up: son intervalos de confianza inferior
y superior respectivamente.
Evidencia de validez basada en el constructo
La figura 1 muestra un mapa de calor basado en la matriz policórica de los 16 ítems. Se evidencia que los
ítems del 1 al 6 presentaron correlaciones más altas con coeficientes que oscilan entre 0,47 y 0,88, la segunda
zona significativamente correlacionada se encuentra entre los ítems 7 al 11 con coeficientes de correlación
entre 0,55 y 0,76 mientras que la tercera zona entre los ítems 12 al 16 mostro correlación entre 0,37 y 0,61,
lo que evidencia una esperada agrupación de ítems por cada factor muy similar a lo esperado teóricamente,
no obstante, los ítems 12, 14 y 16 mostraron correlaciones entre 0,44 y 0,67 con los ítems del primer factor,
agrupación no previsible estadísticamente.
Figura 1. Matriz policórica
Nota: Los cuadrantes en rojo indican la agrupación esperada desde el enfoque teórico, no representa un análisis adyacente a la
matriz policórica, el valor cercano a 1 se presenta de color azul; mientras que, el rojo al -1 y un color tenue o blanco representa
coeficientes ínfimos.
Análisis factorial exploratorio
El análisis factorial exploratorio obtenido a partir del 50 % inicial de los encuestados dio como resultado una
solución factorial de tres dimensiones con KMO de 0,903 con prueba de esfericidad de Bartlett de 0,000, esta
solución logró explicar el 56,7 % de la varianza con los 16 ítems muy similares a la matriz policórica y teórica
donde el factor 1 se conformó por los ítems 1 al 6, el factor 2 por los ítems 7 al 11, el factor 3 por los ítems
13 y 15 sin embargo los ítems 12, 14 y 16 mostraron cargas más altas dentro del factor 1, al verificar las
cargas superiores a 0.2 se encontró que estos ítems saturan el F3 con cargas de 0,357, 0,270 y 0,229
respectivamente.
Tabla 3. Cargas de los Factores
Nota: El método de rotación aplicado fue oblimin.
Análisis factorial confirmatorio
La tabla 4 presenta los índices de ajuste del modelo obtenidos mediante AFC utilizando modelos de ecuaciones
estructurales. El modelo 1 procesado por rotación oblicua mostró índices de ajuste de modelo, sin embargo al
observar las cargas factoriales y residuos asociados a cada ítem (ver figura 2A) encontramos que el ítem 15
alcanzó un residuo de 0,72, al excluirlo generamos un segundo modelo con mejores índices (TLI = 0,995,
CFI = 0,996, GFI = 0,996, NFI = 0,995, SRMR = 0,046 y RMSEA = 0,051), no obstante, encontramos que
el ítem 13 demostró un residuo de 0,71 (ver figura 2-b) lo que motivo a la exclusión del ítem 13 generando
un tercer modelo con índices de ajuste esperados. A pesar de esto, el modelo 2 se presenta como el más
adecuado, decisión que se discute más adelante.
Tabla 4. Índices de ajuste por CFA
Nota: El modelo 1 se procesó con una estructura basada en tres dimensiones con 16 ítems, el modelo 2 tiene 3 dimensiones con 15
ítems ya que se excluye al ítem 15, el modelo 3 tiene 3 dimensiones sin los ítems 13 y 15. Todos los modelos se procesaron con
rotación oblicua. (*) se trata del modelo elegido como adecuado.
Figura 2. Semplot de los modelos 1 y 2
A)
B)
Invarianza métrica
no sobrepasan 0.01 entre cada método de contraste; esto indica que la escala es equivalente entre varones y
mujeres, así como por edades entre 14 a 15 años y entre 16 y17 años.
Tabla 5. Invarianza métrica por sexo (Masculino = 552, Femenino = 484) y por edad (14 - 15 años = 622,
16 - 17 años = 414)
Confiabilidad por consistencia interna
Se aplicó el coeficiente omega de McDonald en su versión unidimensional con intervalos de confianza del
95 % lo que mostró que la primera dimensión, denominada “Creencias erróneas acerca del control del peso
cuanto a la dimensión “Experimentación de emociones agradables al comer” se evidencio una adecuada
confianza de 0,754 a 0,798.
Tabla 6. Confiabilidad por consistencia interna por factor
DISCUSIÓN
El presente estudio tuvo como objetivo adaptar y validar el cuestionario de emociones y creencias acerca de
la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la región de Puno, considerando el creciente riesgo de
adolescentes presenta algún tipo de TCA, lo cual evidencia la necesidad de contar con herramientas adecuadas
para su detección.
(52)
El CECAP busca evaluar emociones y creencias vinculadas a la alimentación, variables
que, según investigaciones previas, están asociadas al desarrollo de conductas alimentarias desadaptativas.
(53,54)
En este estudio, se buscó asegurar que el CECAP adaptado al contexto peruano realmente mida lo que se
propone, por lo cual se evaluó su validez basada en el contenido. Para ello, se utilizó el coeficiente V de
Aiken, poniendo especial atención en que los ítems fueran claros, relevantes y representativos. Diversos
autores, como Charter
(55)
y Ventura-León,
(56)
sugieren que el umbral de 0,70 para V de Aiken es adecuado
para validar la calidad de los ítems durante la adaptación transcultural. Por ello, la revisión individual de
ítems con valores cercanos al umbral asegura no solo el cumplimiento de estándares estadísticos, sino
también la pertinencia cultural y conceptual del instrumento, fortaleciendo su utilidad práctica en la población
peruana.
Además, se evaluó la validez basada en el constructo del CECAP, utilizando la matriz policórica, una técnica
especialmente recomendada para examinar la estructura interna de escalas tipo Likert.
(57,58)
Los resultados
revelaron tres factores bien definidos que respaldan la estructura teórica original del instrumento, lo que
sugiere que la adaptación al contexto peruano ha sido adecuada.
(17)
No obstante, algunas correlaciones entre
grupos de ítems distintos podrían estar reflejando particularidades culturales o dimensiones compartidas,
algo común en procesos de adaptación transcultural.
(59)
En conjunto, estos hallazgos refuerzan la validez del
constructo y abren la puerta a futuros estudios confirmatorios que permitan seguir afinando la estructura del
instrumento en distintos contextos.
(60)
En cuanto a los hallazgos obtenidos en el Análisis Factorial Exploratorio (AFE) evidenciaron una estructura
tridimensional adecuada, sustentada por un índice de adecuación muestral KMO de 0,903 y una prueba de
esfericidad de Bartlett significativa lo que respalda la pertinencia del análisis y adecuación de los datos para
la reducción factorial.
(61)
Simultáneamente, se utilizó también el método de estimación de mínimos cuadrados
no ponderados (ULS) sobre la matriz de correlaciones policóricas, el cual es recomendado para variables
ordinales como Likert.
(57,62)
De este modo, se realizó el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC), el cual muestra índices de ajuste obtenidos
(CFI = 0,979, TLI = 0,975, RMSEA = 0,058, SRMR = 0,057) se encuentran dentro de los rangos adecuados,
lo que indica que el modelo presenta un buen ajuste.
(1)
Así también, en comparación al instrumento original
muestra resultados favorables, lo que sugiere que la estructura del instrumento es funcional en ambos contextos
culturales.
(17)
En cuanto a las modificaciones del instrumento, se optó por la eliminación del ítem 15 (“Me fijo en el peso
de las personas”), debido a que presentó un residuo estandarizado de 0,72. Aunque el valor no supera el
umbral ya establecido para ser considerado un mal ajuste local (+2,5), sí refleja una discrepancia resaltante
que sugiere una inconsistencia entre el modelo teórico y los datos obtenidos.
(63)
No solo resalta la consideración
estadística, el ítem no reflejaba adecuadamente la intención evaluativa de la dimensión “Importancia que se
le otorga al peso corporal”, ya que hace referencia a una observación externa del peso ajeno, mientras que los
demás ítems de la dimensión se enfocan en creencias internalizadas y autorreferencias acerca del propio
peso, aspecto fundamental en la construcción de la autoimagen corporal.
(17)
Según Ramos et al.
(64)
detalla que la percepción del peso corporal se relaciona estrechamente con la autoestima
y las emociones hacia uno mismo, y no con actitudes evaluativas hacia las demás personas como hace
referencia este ítem. En este sentido, aunque el ítem 13 (“Pienso que el peso de las personas es importante”),
presentó un residuo de 0,71, fue conservado debido a que mantiene mejor ajuste teórico con la dimensión
relacionada al valor asignado al peso corporal en la experiencia personal
(63)
. Asimismo, cabe resaltar que se
respetó el criterio técnico que recomienda mantener un mínimo de cuatro ítems por factor para asegurar
estabilidad en la estimación del constructo y un modelo con mayor consistencia estructural.
(65)
Para comprobar que el CECAP funciona de manera consistente entre diferentes grupos, se realizó un análisis
de invarianza métrica. Los resultados mostraron que la estructura del instrumento se mantiene estable según
el género y la edad, en adolescentes de la región de Puno. El modelo de tres dimensiones y 15 ítems presentó
y los cambios observados entre los modelos configural, métrico, escalar y estricto fueron mínimos,
cumpliendo los estándares propuestos por Chen.
(66)
Los resultados obtenidos coinciden con investigaciones que han confirmado la estabilidad factorial de
instrumentos similares en adolescentes. Perpiña et al.
(37)
validó la Emotional Eating Scale for Children and
Adolescents, confirmando su estructura mediante análisis factorial confirmatorio. De manera similar, Lobera
et al.
(38)
adaptó la versión española de la Irrational Food Beliefs Scale, identificando dimensiones bien definidas
y con adecuados indicadores de validez. En conjunto, estas evidencias refuerzan la solidez del CECAP como
un instrumento útil y confiable para comparar creencias y emociones relacionadas con la alimentación y el
peso en distintos grupos, minimizando posibles sesgos de interpretación.
En cuanto a la confiabilidad, el CECAP fue evaluado mediante el coeficiente omega de McDonald, obteniendo
valores sólidos en cada de sus dimensiones: “Creencias erróneas acerca del control del peso corporal”
Kalogiratou et al.
(40)
Lobera et al.
(38)
adaptaron una escala sobre creencias irracionales alimentarias en adolescentes, reportando
buena consistencia interna y estructura factorial clara.
En conjunto, estos hallazgos respaldan de manera sólida la fiabilidad del CECAP en la población adolescente,
posicionándolo como una herramienta adecuada para evaluar creencias y emociones sobre la alimentación y
peso. En cuanto a la estimación de la consistencia interna, se optó por utilizar el omega de McDonald, a
diferencia de estudios previos que emplearon el alfa de Cronbach, ya que proporciona estimaciones más
precisas en presencia de cargas factoriales desiguales o estructuras multidimensionales. Como sostiene
Ventura-León
(56)
, el alfa de Cronbach puede generar estimaciones poco confiables, recomendando el uso del
omega como una alternativa más sólida y actualizada.
En cuanto a las limitaciones del estudio, destaca el uso de un muestreo no probabilístico, lo cual restringe la
generalización de los resultados a la población adolescente en conjunto. Adicionalmente, la recolección de
datos mediante autoinforme podría haber estado influenciada por la deseabilidad social; no obstante, se
intentó mitigar este sesgo mediante la sensibilización previa de los participantes respecto a la importancia de
brindar respuestas honestas.
Finalmente, la aplicación del cuestionario se limitó a adolescentes de instituciones educativas de Puno y
Juliaca, lo que podría restringir la representatividad de los hallazgos en relación con la diversidad cultural,
lingüística y socioeconómica presente en otras regiones del país. Por ello, se recomienda que en futuras
investigaciones se utilice una muestra más amplia y representativa, a fin de obtener resultados que reflejen
con mayor precisión dicha diversidad en otras provincias o regiones del país.
CONCLUSIONES
El presente estudio evidenció que la versión adaptada del Cuestionario de Emociones y Creencias sobre la
Alimentación y el Peso (CECAP) presenta adecuadas propiedades psicométricas en adolescentes de la región
de Puno, Perú. La evidencia de validez de contenido mostró vales de V de Aiken superiores a 0,70, lo que
indica una adecuada claridad y pertinencia cultural de los ítems. En cuanto a la validez de constructo, análisis
factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el análisis factorial confirmatorio (CFI = 0,979;
TLI = 0,975; RMSEA = 0,058; SRMR = 0,057) corroboraron una estructura tridimensional consistente con
Finalmente, los coeficientes de omega de McDonald, con valores 0,776 y 0,895, reflejaron una adecuada
consistencia interna en todas las dimensiones del instrumento.
En términos generales, los resultados respaldan el uso del CECAP como un instrumento válido, fiable y
culturalmente pertinente para la evaluación de creencias y emociones alimentarias en adolescentes andinos.
Su implementación en ámbitos educativos y de salud mental favorece la identificación y prevención de
conductas alimentarias de riesgo asociadas a trastornos de la conducta alimentaria. Se sugiere que futuras
investigaciones amplíen el tamaño muestral e incorporen variables contextuales, como el entorno familiar y
las condiciones socioeconómicas, a fin de lograr una comprensión más integral de este fenómeno.
Financiamiento: la investigación fue financiada por los propios autores.
Agradecimientos: Se agradece a los adolescentes y docentes de las instituciones educativas de Puno y Juliaca
por su participación y colaboración durante el desarrollo del estudio.
Conflictos de intereses: Los autores declaran que no existe ningún conflicto de interés financiero, personal o
institucional que pudiera haber influido en los resultados o la interpretación del presente estudio.
Declaración de contribución:Todos los autores contribuyeron de manera equitativa en la concepción, del
estudio, el diseño metodológico, la recolección de datos, el análisis, la interpretación de resultados y la redacción
del manuscrito. Además, revisaron críticamente el contenido, aprobaron la versión final y asumen responsabilidad
conjunta por la integridad y exactitud del trabajo presentado.
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Adaptación y validación del Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el
Peso (CECAP)
Adaptation and validation of the emotions and beliefs about eating and weight questionnaire
(CECAP)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.02
Autores:
Winston Yoel Flores Yana - https://orcid.org/0009-0009-4987-5290
Meljhi Nikol Choquecahua Espinoza - https://orcid.org/0009-0006-8188-7505
Danaly Ceydi Mamani Mamani - https://orcid.org/0009-0004-7823-5093
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Puno, Perú.
Autor de correspondencia: Winston Yoel Flores Yana. Universidad Peruana Unión, Juliaca, Puno, Perú.
Dirección postal: Salida Arequipa, Km 6, Chullunquiani, Juliaca, Perú. Email: winston.flores@upeu.edu.pe.
Teléfono: +51 973733898.
Recibido: 15 de octubre de 2025 Aceptado: 06 de marzo de 2026
RESUMEN
El objetivo del estudio fue adaptar y validar el Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación
y el Peso (CECAP) en adolescentes de la región de Puno, Perú. Participaron 2 072 estudiantes de entre 14 a
18 años, seleccionados mediante un muestreo no probabilístico. La validez de contenido, medida con el
coeficiente V de Aiken, mostró valores por encima de 0.70, lo que evidenció la claridad y pertinencia de los
ítems. El análisis factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el confirmatorio (CFI = 0,996;
TLI = 0,995; RMSEA = 0,051; SRMR = 0,046) mostraron una estructura de tres dimensiones, consistente y
bien alineada con el modelo teórico original. Además, se revisó su la estructura factorial se mantenía igual
apuntaron a una adecuada consistencia interna. En resumen, la versión adaptada del CECAP muestra propiedades
psicométricas apropiadas y resulta valida y confiable, así que puede usarse como una herramienta útil para
evaluar las creencias y las emociones sobre la alimentación y el peso en adolescentes peruanos.
Palabras clave: emociones; adolescente; conducta alimentaria.
ABSTRACT
The aim of this study was to adapt and validate the Questionnaire of Emotions and Beliefs about Food and
Weight (CECAP) in adolescents from the Puno region of Peru. A total of 2,072 students aged 14 to 18 years
participated, selected using non-probability sampling. Content validity, measured using Aiken's V coefficient,
showed values above 0.70, demonstrating the clarity and relevance of the items. Exploratory factor analysis
(KMO = 0.903; Bartlett p < 0.001) and confirmatory factor analysis (CFI = 0.996; TLI = 0.995; RMSEA = 0.051;
SRMR = 0.046) revealed a three-dimensional structure, consistent and well-aligned with the original theoretical
model. Furthermore, the factor structure was verified to be consistent across gender and age groups.
consistency. In summary, the adapted version of the CECAP shows appropriate psychometric properties
and is valid and reliable, so it can be used as a useful tool to assess beliefs and emotions about food and
weight in Peruvian adolescents.
Keywords: Emotions; Adolescent; Eating Behavior.
INTRODUCCIÓN
Las enfermedades no transmisibles ocasionan aproximadamente de cinco millones de muertes al año.
(1)
En
este contexto, se estima que más de 390 millones de jóvenes en el mundo presentan sobrepeso, lo que refleja
una problemática de alcance global.
(2)
En un estudio español con 4 362 adolescentes, se identificó que el 9,6 %
de las chicas y el 1,7 % de los chicos mostraron indicios de trastornos alimentarios, reflejando una mayor
preocupación femenina por la imagen corporal.
(3)
Estos resultados permiten comprender que la influencia de
las emociones en el comportamiento alimentario es relevante, ya que pueden modificar el apetito y la
frecuencia de consumo alimenticio, generando alteraciones en la ingesta.
(4)
Cuando dichas variaciones superan
la capacidad de autorregulación cognitiva y fisiológica, se asocian con riesgos para la salud.
(5)
En el Perú, el Seguro Social de Salud (EsSalud señalo que, durante la pandemia, los casos de trastornos de
conducta alimentaria en adolescentes llegaron a duplicarse, afectando incluso a menores desde los 11 años.
(6)
Asimismo, se estima que el 51 % de la población experimenta inseguridad alimentaria,
(7)
mientras que
aproximadamente el 5 % de los adolescentes presenta alteraciones nutricionales, con mayor prevalencia en
mujeres jóvenes.
(8)
En este contexto, el estigma relacionado con el peso corporal se asocia con la alimentación
emocional, definida como la tendencia a aumentar o reducir la ingesta frente a emociones como la ira,
miedo, tristeza o la ansiedad.
(9)
Estas emociones negativas se relacionan con patrones alimentarios como
adaptativos, entre ellos la sobrealimentación emocional, la cual favorece el consumo elevado de alimentos
altos en grasa y azúcares y limita la capacidad de autoregular la ingesta.
(10)
De manera complementaria, se ha evidenciado que el estrés emocional también incrementa los niveles de
cortisol, lo que puede influir en la elección de alimentos poco saludables como forma de aliviar el malestar.
(11)
Esta dinámica se agrava por la exposición constante al estigma del peso, que eleva el cortisol y fomenta la
preferencia por alimentos calóricos, reforzando los patrones de alimentación emocional.
(12)
A pesar de ello,
el estigma del peso no solo se vincula con la alimentación emocional, sino también con un mayor aislamiento
social y una menor búsqueda de apoyo emocional, intensificando el ciclo de malestar psicológico y los
comportamientos alimentarios desadaptativos.
(13)
La conducta alimentaria está influida por factores socioculturales, creencias, entorno y emociones, los cuales
determinan los hábitos adquiridos en la infancia, lo que condiciona las prácticas alimentarias actuales.
(14)
Estudios realizados en el Perú señalan que los adolescentes presentan un alto riesgo nutricional, enfrentando
problemáticas como el sobrepeso, la obesidad y la anemia, y evidencian la escasez de investigaciones que
analicen los factores socioculturales que influyen en los hábitos alimentarios. Esta situación limita y dificulta
el desarrollo en la implementación de intervenciones en la salud pública que sean pertenecientes desde el
punto de vista cultural.
(15)
Del mismo modo, se ha reconocido que factores individuales, como dificultades
económicas para el acceso de alimentos y la preocupación por el aspecto físico, influyendo significativamente
en las conductas alimentarias de los adolescentes.
(16)
En este sentido, es fundamental abordar el estigma
asociado al peso desde un enfoque integral, considerando tanto aspectos psicológicos como los procesos
fisiológicos.
(17)
En relación con las emociones acerca de la alimentación y el peso, las diferentes reacciones emocionales
tienen efectos significativos a la hora de la ingesta de alimentos, lo cual provoca que el individuo ingiera una
cantidad excesiva de alimentos o viceversa, afectando sus hábitos alimenticios.
(18)
Estas investigaciones
abordan sobre estados emocionales negativos como el miedo o la depresión.
(19,20)
Un análisis psicosomático
ha demostrado que las personas con TCA consumen o dejan de consumir alimentos, ante emociones negativas
como una conducta aprendida orientada a disminuir el malestar emocional.
(21)
Como el comer en exceso en
respuesta a emociones negativas, como la ansiedad o irritabilidad emocional.
(22)
Respecto a las creencias acerca de la alimentación y el peso, se han revisado varios estudios los cuales señalan
que la percepción de la imagen corporal es generada en su mayoría por estereotipos o problemas sociales,
que afectan tanto a los adolescentes como adultos;
(23,24)
asimismo, hace alusión a creencias erróneas, referente
al peso y la alimentación que se asocian con conductas de restricción o exceso alimentario.
(17)
Diversos
medios de comunicación fomentan estereotipos de belleza irrealizables, creando una presión social que
impacta particularmente a los adolescentes y adultos jóvenes.
(25)
Creencias erróneas acerca del control del peso corporal, la autopercepción de una persona no siempre
manifiesta la realidad, dado que el peso está influenciado por muchos factores, como la edad, el género, la
familia, los compañeros, los medios y el origen étnico
(26)
La insatisfacción con la imagen corporal, el disgusto
por el cuerpo y el desdén pueden contribuir a los efectos negativos del aumento de peso en la salud.
(27)
La
forma en que percibimos nuestro peso influye significativamente en cómo nos sentimos con nosotros
REE 20(2) Riobamba may. - ago. 2026
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mismos, cuando creemos que tener sobrepeso u obesidad es un reflejo de cualidades negativas que puede
dañarnos significativamente en nuestra autoestima.
(28)
Experimentación de emociones agradables al comer, la motivación humana para comer, así como la cantidad,
frecuencia y elección del consumo de alimentos, están influenciadas por variables que no están directamente
relacionadas con las necesidades fisiológicas ni con el valor nutricional de los alimentos, lo cual conlleva a
que cuando las personas hacen referencia a una emoción negativa dan por consecuencia a la ingesta impulsiva;
por otro lado, cuando prevalecen las emociones positivas, el aumento de la alimentación les proporciona
placer.
(29,30)
Adicionalmente, se ha comprobado que una emoción positiva también provoca una mayor ingesta
de alimentos no solo por el placer de consumir los alimentos
(31)
La importancia que se otorga al peso corporal es un asunto altamente ético en el debate público y en la
medicina.
(32–34)
Las normas sociales dictan que tener bajo peso o un peso "normal" es saludable, y los críticos
tratan a las personas con sobrepeso y obesidad: se les atribuye con frecuencia una carga moral, puesto que un
elemento central de la moralidad es que las características personales deseables dictan que el peso debe
ajustarse a estándares sociales predeterminados, por lo que emergen las cualidades morales del esfuerzo y el
autocontrol.
(32,35)
De esta forma, la creencia social de que el peso es controlable y que el exceso de peso refleja
inmoralidad por falta de esfuerzo y autocontrol es muy común tanto en la población general como en personas
que padecen obesidad.
(32,36)
En Europa, específicamente en España se validó el instrumento EES-C aplicada a 199 participantes de 9 a 16
años, confirmó un modelo factorial de cinco dimensiones (CFI = 0,935; GFI = 0,850; AGFI = 0,816; SRMR = 0,066;
(37)
Así también el instrumento IFBS
administrado a 323 jóvenes de 12 a 20 años, presentó una estructura bifactorial con adecuada medida muestral
con indicadores psicológicos y de salud.
(38)
En Barcelona, el EEQ validado en 354 sujetos de 12 a 39 años mostró consistencia interna adecuada en sus
(39)
En Grecia, la
EES-C validada en 139 estudiantes de 9 a 14 años, el AFE explicó el 47,67 % de la varianza total, con
indicadores de adecuación muestral satisfactorios (KMO = 0,869; Bartlett p < 0,001) y con alta consistencia
(40)
Otra versión adaptada de la EES-C en Turquía aplicada a 576 niños y adolescentes
CFI = 0,97), confirmando la robustez psicométrica del instrumento.
(41)
Por otra parte, diversos estudios realizados en América Latina respaldan la validez de estas escalas en distintos
contextos por ejemplo en México el instrumento CECAP, con 1 833 adolescentes de 14 a 18 años mostró
(17)
Y finalmente en Chile el instrumento
CFPQ-Teen aplicado a 473 adolescentes mostró un modelo de cuatro factores con buen ajuste (CFI = 0,965;
invariancia métrica y escalar por género, sin diferencias significativas entre hombres y mujeres.
(42)
Con base a lo expuesto, las bondades del instrumento que se pretende adaptar al contexto peruano, no se
centra en las patologías asociados a los TCA, como muchos otros instrumentos lo realizan; sino, lo que se
busca con este instrumento es indagar las creencias y emociones tanto positivas como negativas sobre la
alimentación y el peso que muchas veces son el detonante de los TCA, que tienen un mayor impacto en los
adolescentes y adultos jóvenes, facilitando la intervención temprana de dicha problemática.
(17)
Por ello, el
objetivo general de la presente investigación fue adaptar y analizar las propiedades psicométricas del
Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el Peso (CECAP) al contexto peruano
y analizar la validez y confiabilidad en jóvenes de la región de Puno; asimismo, tiene como objetivos
específicos determinar la validez de contenido, constructo, la confiabilidad y la invarianza métrica del
cuestionario de emociones y creencias acerca de la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la
región de Puno.
MÉTODO
La investigación es de enfoque psicométrico, centrada en analizar las propiedades psicométricas del instru-
mento, mediante su aplicación, el análisis de puntajes e interpretación de resultados. Asimismo, se empleó
un diseño no experimental, ya que no implica la manipulación de variables, y corresponde a un corte trans-
versal, ya que busca recopilar y analizar datos de un sector de la población en un momento específico.
(43)
Participantes
La población estuvo constituida por jóvenes de las ciudades de Puno y Juliaca, ubicadas en el sur del Perú.
Dicha población es finita, ya que corresponde a un número determinado de estudiantes matriculados en
instituciones educativas de nivel secundario en ambas ciudades durante el año de aplicación del estudio. De
esta población se obtuvo una muestra de 2 072, de los cuales 537 correspondieron a la ciudad de Puno y 1
535 a Juliaca. La muestra se seleccionó mediante un muestreo no probabilístico, de tipo por conveniencia
basado en los criterios de selección y recursos de los investigadores.
(44)
Asimismo, este tamaño muestral
resulta mayor al estándar recomendado para análisis factoriales, que recomienda contar con 20 participantes
por ítem;
(45)
considerando que el instrumento posee 16 ítems, el tamaño mínimo requerido sería 320
participantes, cifra ampliamente superada por la muestra del presente estudio.
Para participar en el estudio se tomó como primer requisito el consentimiento y asentimiento informado, en
la misma línea, los candidatos debían tener entre 14 a 18 años, ambos sexos y que residieron durante la
evaluación en las ciudades de Puno y Juliaca, no se permitió la participación de personas con una nacionalidad
distinta a la peruana, ni de aquellas con alguna discapacidad permanente o temporal que les impidiera
comprender y responder adecuadamente las preguntas. Finalmente, se excluyeron las encuestas que estuvieron
incompletas o que tuvieran respuestas sesgadas en una sola categoría.
Instrumento
El instrumento adaptado en el contexto peruano fue el Cuestionario de emociones y creencias acerca de la
alimentación y el peso (CECAP). Dicho cuestionario es originario de la Ciudad de México y fue creado por
Silva y Gonzáles
(17)
. Este instrumento permite identificar con mayor comprensión las razones que explican
la sobreingesta o subingesta en adolescentes (14 a 18 años), considerando que, en muchos casos, podrían
estar influenciados por creencias inadecuadas o utilizando una alimentación como una estrategia disfuncional
de regulación emocional. El instrumento original consta de tres dimensiones y 16 ítems compuesto por la
escala tipo Likert (Nunca = 1, Algunas veces = 2, Con frecuencia = 3, Siempre = 4). El instrumento muestra
evidencias de validez adecuadas, así también se ha encontrado apropiados índices de bondad de ajuste
-
(17)
Análisis de datos
Dado que el instrumento original se encuentra en idioma español, no fue necesario realizar un proceso de
traducción. No obstante, se llevó a cabo un proceso de adaptación cultural mediante evaluación de validez
de contenido por siete jueces expertos, con el objetivo de verificar la claridad, pertinencia y adecuación
cultural de los ítems al contexto peruano; complementariamente, se usó la fórmula de Penfield y Giacobbi
(46)
al 95 % de confianza bajo un criterio conservador
(47)
que exige que los intervalos de confianza inferiores sean
mayores de 0,7; en cuanto al análisis factorial exploratorio y confirmatorio se optó por dividir los datos en
submuestras equivalentes de 1 036 participantes para cada análisis. El análisis factorial exploratorio exige el
estudio de la linealidad, normalidad y multicolinealidad
(48)
las mismas que se comprobaron mediante una
matriz de correlaciones policóricas (Figura 1). No obstante, para la normalidad se usó la recomendación de
Ferrando y Anguiano-Carrasco
(49)
para comprobar la normalidad multivariada, el análisis arrojó un valor de
inferior al 0,05 que demuestra no normalidad, el mencionado resultado junto a la naturaleza ordinal de los
ítems, se optó por utilizar mínimos cuadrados ordinarios como método de factorización. En cuanto a los
hallazgos del AFC de trabajaron con el estimador WLSMV usando el software R Studio con el paquete
Lavaan, asimismo se optó por un método de rotación oblicua con índices de ajuste como CFI > 0,95; GFI > 0,93;
TLI > 0,90, RMSEA < 0,05, SRMR < 0,08.
(50)
En este sentido, se estimó la confiabilidad por consistencia interna
mediante el coeficiente omega de McDonald por ser un análisis de confiabilidad por consistencia interna
menos sensible a la cantidad de ítems.
(51)
Adicionalmente, se optó por someter el test a procesos de invarianza
métrica por CFA así como determinar baremos para la interpretación de la prueba con base a percentiles.
RESULTADOS
Análisis sociodemográfico
En este estudio participaron 2 072 adolescentes de entre 14 y 17 años, con una proporción ligeramente mayor
de varones (55, 5 %, n = 1 149) en comparación con las mujeres (44, 5 %, n = 923). Más de la mitad tenía
una edad entre 14 y 15 años (59, 9 %, n = 1241) y cursaba el tercer año de secundaria (36, 3 %). La mayoría
provenía de instituciones educativas públicas (84, 5 %, n = 1 751) y vivía con ambos padres (77, 5 %, n = 1605),
lo que sugiere un contexto familiar mayormente estable. En cuanto a su lugar de residencia, tres de cada
cuatro adolescentes residían en la ciudad de Juliaca (73, 7 %, n = 1 527), lo que refleja una predominante
concentración urbana de la muestra.
Tabla 1. Características sociodemográficas de los participantes (N = 2 072)
Nota: F = frecuencia; % = porcentaje. Los porcentajes han sido redondeados a un decimal, por lo que no pueden sumar exactamente
100 %.
Evidencias de validez basada en el contenido
La tabla 2 muestra los índices de validez basados en el contenido del instrumento de 16 ítems. Se encontró
que el 93,75 % de los ítems (15 ítems) demostraron ser claros, importantes para evaluar el constructo y
pertinentes en la dimensión correcta, ya que los limites inferiores del intervalo (Low) se encontraron por
encima de 0,70 valor requerido por un criterio más conservador,
(46)
no obstante, el ítem 2 demostró un intervalo
igual a 0,60 en el criterio relevancia. Otros detalles más específicos identificaron a los ítems 10 y 15 con
intervalos limítrofes a 0,70 en los criterios relevancia y representatividad y solo al ítem 16 en el criterio
relevancia y claridad, mientras que los ítems 7, 12 la conjunción y 13 presentaron índices limítrofes de 0,71
solo en el criterio claridad.
Tabla 2. Coeficientes V de Aiken (IC del 95 %, n = 8)
Nota: M: media aritmética, DE: desviación estándar, V es el coeficiente V de Aiken, Low – Up: son intervalos de confianza inferior
y superior respectivamente.
Evidencia de validez basada en el constructo
La figura 1 muestra un mapa de calor basado en la matriz policórica de los 16 ítems. Se evidencia que los
ítems del 1 al 6 presentaron correlaciones más altas con coeficientes que oscilan entre 0,47 y 0,88, la segunda
zona significativamente correlacionada se encuentra entre los ítems 7 al 11 con coeficientes de correlación
entre 0,55 y 0,76 mientras que la tercera zona entre los ítems 12 al 16 mostro correlación entre 0,37 y 0,61,
lo que evidencia una esperada agrupación de ítems por cada factor muy similar a lo esperado teóricamente,
no obstante, los ítems 12, 14 y 16 mostraron correlaciones entre 0,44 y 0,67 con los ítems del primer factor,
agrupación no previsible estadísticamente.
Figura 1. Matriz policórica
Nota: Los cuadrantes en rojo indican la agrupación esperada desde el enfoque teórico, no representa un análisis adyacente a la
matriz policórica, el valor cercano a 1 se presenta de color azul; mientras que, el rojo al -1 y un color tenue o blanco representa
coeficientes ínfimos.
Análisis factorial exploratorio
El análisis factorial exploratorio obtenido a partir del 50 % inicial de los encuestados dio como resultado una
solución factorial de tres dimensiones con KMO de 0,903 con prueba de esfericidad de Bartlett de 0,000, esta
solución logró explicar el 56,7 % de la varianza con los 16 ítems muy similares a la matriz policórica y teórica
donde el factor 1 se conformó por los ítems 1 al 6, el factor 2 por los ítems 7 al 11, el factor 3 por los ítems
13 y 15 sin embargo los ítems 12, 14 y 16 mostraron cargas más altas dentro del factor 1, al verificar las
cargas superiores a 0.2 se encontró que estos ítems saturan el F3 con cargas de 0,357, 0,270 y 0,229
respectivamente.
Tabla 3. Cargas de los Factores
Nota: El método de rotación aplicado fue oblimin.
Análisis factorial confirmatorio
La tabla 4 presenta los índices de ajuste del modelo obtenidos mediante AFC utilizando modelos de ecuaciones
estructurales. El modelo 1 procesado por rotación oblicua mostró índices de ajuste de modelo, sin embargo al
observar las cargas factoriales y residuos asociados a cada ítem (ver figura 2A) encontramos que el ítem 15
alcanzó un residuo de 0,72, al excluirlo generamos un segundo modelo con mejores índices (TLI = 0,995,
CFI = 0,996, GFI = 0,996, NFI = 0,995, SRMR = 0,046 y RMSEA = 0,051), no obstante, encontramos que
el ítem 13 demostró un residuo de 0,71 (ver figura 2-b) lo que motivo a la exclusión del ítem 13 generando
un tercer modelo con índices de ajuste esperados. A pesar de esto, el modelo 2 se presenta como el más
adecuado, decisión que se discute más adelante.
Tabla 4. Índices de ajuste por CFA
Nota: El modelo 1 se procesó con una estructura basada en tres dimensiones con 16 ítems, el modelo 2 tiene 3 dimensiones con 15
ítems ya que se excluye al ítem 15, el modelo 3 tiene 3 dimensiones sin los ítems 13 y 15. Todos los modelos se procesaron con
rotación oblicua. (*) se trata del modelo elegido como adecuado.
Figura 2. Semplot de los modelos 1 y 2
A)
B)
Invarianza métrica
no sobrepasan 0.01 entre cada método de contraste; esto indica que la escala es equivalente entre varones y
mujeres, así como por edades entre 14 a 15 años y entre 16 y17 años.
Tabla 5. Invarianza métrica por sexo (Masculino = 552, Femenino = 484) y por edad (14 - 15 años = 622,
16 - 17 años = 414)
Confiabilidad por consistencia interna
Se aplicó el coeficiente omega de McDonald en su versión unidimensional con intervalos de confianza del
95 % lo que mostró que la primera dimensión, denominada “Creencias erróneas acerca del control del peso
cuanto a la dimensión “Experimentación de emociones agradables al comer” se evidencio una adecuada
confianza de 0,754 a 0,798.
Tabla 6. Confiabilidad por consistencia interna por factor
DISCUSIÓN
El presente estudio tuvo como objetivo adaptar y validar el cuestionario de emociones y creencias acerca de
la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la región de Puno, considerando el creciente riesgo de
adolescentes presenta algún tipo de TCA, lo cual evidencia la necesidad de contar con herramientas adecuadas
para su detección.
(52)
El CECAP busca evaluar emociones y creencias vinculadas a la alimentación, variables
que, según investigaciones previas, están asociadas al desarrollo de conductas alimentarias desadaptativas.
(53,54)
En este estudio, se buscó asegurar que el CECAP adaptado al contexto peruano realmente mida lo que se
propone, por lo cual se evaluó su validez basada en el contenido. Para ello, se utilizó el coeficiente V de
Aiken, poniendo especial atención en que los ítems fueran claros, relevantes y representativos. Diversos
autores, como Charter
(55)
y Ventura-León,
(56)
sugieren que el umbral de 0,70 para V de Aiken es adecuado
para validar la calidad de los ítems durante la adaptación transcultural. Por ello, la revisión individual de
ítems con valores cercanos al umbral asegura no solo el cumplimiento de estándares estadísticos, sino
también la pertinencia cultural y conceptual del instrumento, fortaleciendo su utilidad práctica en la población
peruana.
Además, se evaluó la validez basada en el constructo del CECAP, utilizando la matriz policórica, una técnica
especialmente recomendada para examinar la estructura interna de escalas tipo Likert.
(57,58)
Los resultados
revelaron tres factores bien definidos que respaldan la estructura teórica original del instrumento, lo que
sugiere que la adaptación al contexto peruano ha sido adecuada.
(17)
No obstante, algunas correlaciones entre
grupos de ítems distintos podrían estar reflejando particularidades culturales o dimensiones compartidas,
algo común en procesos de adaptación transcultural.
(59)
En conjunto, estos hallazgos refuerzan la validez del
constructo y abren la puerta a futuros estudios confirmatorios que permitan seguir afinando la estructura del
instrumento en distintos contextos.
(60)
En cuanto a los hallazgos obtenidos en el Análisis Factorial Exploratorio (AFE) evidenciaron una estructura
tridimensional adecuada, sustentada por un índice de adecuación muestral KMO de 0,903 y una prueba de
esfericidad de Bartlett significativa lo que respalda la pertinencia del análisis y adecuación de los datos para
la reducción factorial.
(61)
Simultáneamente, se utilizó también el método de estimación de mínimos cuadrados
no ponderados (ULS) sobre la matriz de correlaciones policóricas, el cual es recomendado para variables
ordinales como Likert.
(57,62)
De este modo, se realizó el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC), el cual muestra índices de ajuste obtenidos
(CFI = 0,979, TLI = 0,975, RMSEA = 0,058, SRMR = 0,057) se encuentran dentro de los rangos adecuados,
lo que indica que el modelo presenta un buen ajuste.
(1)
Así también, en comparación al instrumento original
muestra resultados favorables, lo que sugiere que la estructura del instrumento es funcional en ambos contextos
culturales.
(17)
En cuanto a las modificaciones del instrumento, se optó por la eliminación del ítem 15 (“Me fijo en el peso
de las personas”), debido a que presentó un residuo estandarizado de 0,72. Aunque el valor no supera el
umbral ya establecido para ser considerado un mal ajuste local (+2,5), sí refleja una discrepancia resaltante
que sugiere una inconsistencia entre el modelo teórico y los datos obtenidos.
(63)
No solo resalta la consideración
estadística, el ítem no reflejaba adecuadamente la intención evaluativa de la dimensión “Importancia que se
le otorga al peso corporal”, ya que hace referencia a una observación externa del peso ajeno, mientras que los
demás ítems de la dimensión se enfocan en creencias internalizadas y autorreferencias acerca del propio
peso, aspecto fundamental en la construcción de la autoimagen corporal.
(17)
Según Ramos et al.
(64)
detalla que la percepción del peso corporal se relaciona estrechamente con la autoestima
y las emociones hacia uno mismo, y no con actitudes evaluativas hacia las demás personas como hace
referencia este ítem. En este sentido, aunque el ítem 13 (“Pienso que el peso de las personas es importante”),
presentó un residuo de 0,71, fue conservado debido a que mantiene mejor ajuste teórico con la dimensión
relacionada al valor asignado al peso corporal en la experiencia personal
(63)
. Asimismo, cabe resaltar que se
respetó el criterio técnico que recomienda mantener un mínimo de cuatro ítems por factor para asegurar
estabilidad en la estimación del constructo y un modelo con mayor consistencia estructural.
(65)
Para comprobar que el CECAP funciona de manera consistente entre diferentes grupos, se realizó un análisis
de invarianza métrica. Los resultados mostraron que la estructura del instrumento se mantiene estable según
el género y la edad, en adolescentes de la región de Puno. El modelo de tres dimensiones y 15 ítems presentó
y los cambios observados entre los modelos configural, métrico, escalar y estricto fueron mínimos,
cumpliendo los estándares propuestos por Chen.
(66)
Los resultados obtenidos coinciden con investigaciones que han confirmado la estabilidad factorial de
instrumentos similares en adolescentes. Perpiña et al.
(37)
validó la Emotional Eating Scale for Children and
Adolescents, confirmando su estructura mediante análisis factorial confirmatorio. De manera similar, Lobera
et al.
(38)
adaptó la versión española de la Irrational Food Beliefs Scale, identificando dimensiones bien definidas
y con adecuados indicadores de validez. En conjunto, estas evidencias refuerzan la solidez del CECAP como
un instrumento útil y confiable para comparar creencias y emociones relacionadas con la alimentación y el
peso en distintos grupos, minimizando posibles sesgos de interpretación.
En cuanto a la confiabilidad, el CECAP fue evaluado mediante el coeficiente omega de McDonald, obteniendo
valores sólidos en cada de sus dimensiones: “Creencias erróneas acerca del control del peso corporal”
Kalogiratou et al.
(40)
Lobera et al.
(38)
adaptaron una escala sobre creencias irracionales alimentarias en adolescentes, reportando
buena consistencia interna y estructura factorial clara.
En conjunto, estos hallazgos respaldan de manera sólida la fiabilidad del CECAP en la población adolescente,
posicionándolo como una herramienta adecuada para evaluar creencias y emociones sobre la alimentación y
peso. En cuanto a la estimación de la consistencia interna, se optó por utilizar el omega de McDonald, a
diferencia de estudios previos que emplearon el alfa de Cronbach, ya que proporciona estimaciones más
precisas en presencia de cargas factoriales desiguales o estructuras multidimensionales. Como sostiene
Ventura-León
(56)
, el alfa de Cronbach puede generar estimaciones poco confiables, recomendando el uso del
omega como una alternativa más sólida y actualizada.
En cuanto a las limitaciones del estudio, destaca el uso de un muestreo no probabilístico, lo cual restringe la
generalización de los resultados a la población adolescente en conjunto. Adicionalmente, la recolección de
datos mediante autoinforme podría haber estado influenciada por la deseabilidad social; no obstante, se
intentó mitigar este sesgo mediante la sensibilización previa de los participantes respecto a la importancia de
brindar respuestas honestas.
Finalmente, la aplicación del cuestionario se limitó a adolescentes de instituciones educativas de Puno y
Juliaca, lo que podría restringir la representatividad de los hallazgos en relación con la diversidad cultural,
lingüística y socioeconómica presente en otras regiones del país. Por ello, se recomienda que en futuras
investigaciones se utilice una muestra más amplia y representativa, a fin de obtener resultados que reflejen
con mayor precisión dicha diversidad en otras provincias o regiones del país.
CONCLUSIONES
El presente estudio evidenció que la versión adaptada del Cuestionario de Emociones y Creencias sobre la
Alimentación y el Peso (CECAP) presenta adecuadas propiedades psicométricas en adolescentes de la región
de Puno, Perú. La evidencia de validez de contenido mostró vales de V de Aiken superiores a 0,70, lo que
indica una adecuada claridad y pertinencia cultural de los ítems. En cuanto a la validez de constructo, análisis
factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el análisis factorial confirmatorio (CFI = 0,979;
TLI = 0,975; RMSEA = 0,058; SRMR = 0,057) corroboraron una estructura tridimensional consistente con
Finalmente, los coeficientes de omega de McDonald, con valores 0,776 y 0,895, reflejaron una adecuada
consistencia interna en todas las dimensiones del instrumento.
En términos generales, los resultados respaldan el uso del CECAP como un instrumento válido, fiable y
culturalmente pertinente para la evaluación de creencias y emociones alimentarias en adolescentes andinos.
Su implementación en ámbitos educativos y de salud mental favorece la identificación y prevención de
conductas alimentarias de riesgo asociadas a trastornos de la conducta alimentaria. Se sugiere que futuras
investigaciones amplíen el tamaño muestral e incorporen variables contextuales, como el entorno familiar y
las condiciones socioeconómicas, a fin de lograr una comprensión más integral de este fenómeno.
Financiamiento: la investigación fue financiada por los propios autores.
Agradecimientos: Se agradece a los adolescentes y docentes de las instituciones educativas de Puno y Juliaca
por su participación y colaboración durante el desarrollo del estudio.
Conflictos de intereses: Los autores declaran que no existe ningún conflicto de interés financiero, personal o
institucional que pudiera haber influido en los resultados o la interpretación del presente estudio.
Declaración de contribución:Todos los autores contribuyeron de manera equitativa en la concepción, del
estudio, el diseño metodológico, la recolección de datos, el análisis, la interpretación de resultados y la redacción
del manuscrito. Además, revisaron críticamente el contenido, aprobaron la versión final y asumen responsabilidad
conjunta por la integridad y exactitud del trabajo presentado.
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Adaptación y validación del Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el
Peso (CECAP)
Adaptation and validation of the emotions and beliefs about eating and weight questionnaire
(CECAP)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.02
Autores:
Winston Yoel Flores Yana - https://orcid.org/0009-0009-4987-5290
Meljhi Nikol Choquecahua Espinoza - https://orcid.org/0009-0006-8188-7505
Danaly Ceydi Mamani Mamani - https://orcid.org/0009-0004-7823-5093
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Puno, Perú.
Autor de correspondencia: Winston Yoel Flores Yana. Universidad Peruana Unión, Juliaca, Puno, Perú.
Dirección postal: Salida Arequipa, Km 6, Chullunquiani, Juliaca, Perú. Email: winston.flores@upeu.edu.pe.
Teléfono: +51 973733898.
Recibido: 15 de octubre de 2025 Aceptado: 06 de marzo de 2026
RESUMEN
El objetivo del estudio fue adaptar y validar el Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación
y el Peso (CECAP) en adolescentes de la región de Puno, Perú. Participaron 2 072 estudiantes de entre 14 a
18 años, seleccionados mediante un muestreo no probabilístico. La validez de contenido, medida con el
coeficiente V de Aiken, mostró valores por encima de 0.70, lo que evidenció la claridad y pertinencia de los
ítems. El análisis factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el confirmatorio (CFI = 0,996;
TLI = 0,995; RMSEA = 0,051; SRMR = 0,046) mostraron una estructura de tres dimensiones, consistente y
bien alineada con el modelo teórico original. Además, se revisó su la estructura factorial se mantenía igual
apuntaron a una adecuada consistencia interna. En resumen, la versión adaptada del CECAP muestra propiedades
psicométricas apropiadas y resulta valida y confiable, así que puede usarse como una herramienta útil para
evaluar las creencias y las emociones sobre la alimentación y el peso en adolescentes peruanos.
Palabras clave: emociones; adolescente; conducta alimentaria.
ABSTRACT
The aim of this study was to adapt and validate the Questionnaire of Emotions and Beliefs about Food and
Weight (CECAP) in adolescents from the Puno region of Peru. A total of 2,072 students aged 14 to 18 years
participated, selected using non-probability sampling. Content validity, measured using Aiken's V coefficient,
showed values above 0.70, demonstrating the clarity and relevance of the items. Exploratory factor analysis
(KMO = 0.903; Bartlett p < 0.001) and confirmatory factor analysis (CFI = 0.996; TLI = 0.995; RMSEA = 0.051;
SRMR = 0.046) revealed a three-dimensional structure, consistent and well-aligned with the original theoretical
model. Furthermore, the factor structure was verified to be consistent across gender and age groups.
consistency. In summary, the adapted version of the CECAP shows appropriate psychometric properties
and is valid and reliable, so it can be used as a useful tool to assess beliefs and emotions about food and
weight in Peruvian adolescents.
Keywords: Emotions; Adolescent; Eating Behavior.
INTRODUCCIÓN
Las enfermedades no transmisibles ocasionan aproximadamente de cinco millones de muertes al año.
(1)
En
este contexto, se estima que más de 390 millones de jóvenes en el mundo presentan sobrepeso, lo que refleja
una problemática de alcance global.
(2)
En un estudio español con 4 362 adolescentes, se identificó que el 9,6 %
de las chicas y el 1,7 % de los chicos mostraron indicios de trastornos alimentarios, reflejando una mayor
preocupación femenina por la imagen corporal.
(3)
Estos resultados permiten comprender que la influencia de
las emociones en el comportamiento alimentario es relevante, ya que pueden modificar el apetito y la
frecuencia de consumo alimenticio, generando alteraciones en la ingesta.
(4)
Cuando dichas variaciones superan
la capacidad de autorregulación cognitiva y fisiológica, se asocian con riesgos para la salud.
(5)
En el Perú, el Seguro Social de Salud (EsSalud señalo que, durante la pandemia, los casos de trastornos de
conducta alimentaria en adolescentes llegaron a duplicarse, afectando incluso a menores desde los 11 años.
(6)
Asimismo, se estima que el 51 % de la población experimenta inseguridad alimentaria,
(7)
mientras que
aproximadamente el 5 % de los adolescentes presenta alteraciones nutricionales, con mayor prevalencia en
mujeres jóvenes.
(8)
En este contexto, el estigma relacionado con el peso corporal se asocia con la alimentación
emocional, definida como la tendencia a aumentar o reducir la ingesta frente a emociones como la ira,
miedo, tristeza o la ansiedad.
(9)
Estas emociones negativas se relacionan con patrones alimentarios como
adaptativos, entre ellos la sobrealimentación emocional, la cual favorece el consumo elevado de alimentos
altos en grasa y azúcares y limita la capacidad de autoregular la ingesta.
(10)
De manera complementaria, se ha evidenciado que el estrés emocional también incrementa los niveles de
cortisol, lo que puede influir en la elección de alimentos poco saludables como forma de aliviar el malestar.
(11)
Esta dinámica se agrava por la exposición constante al estigma del peso, que eleva el cortisol y fomenta la
preferencia por alimentos calóricos, reforzando los patrones de alimentación emocional.
(12)
A pesar de ello,
el estigma del peso no solo se vincula con la alimentación emocional, sino también con un mayor aislamiento
social y una menor búsqueda de apoyo emocional, intensificando el ciclo de malestar psicológico y los
comportamientos alimentarios desadaptativos.
(13)
La conducta alimentaria está influida por factores socioculturales, creencias, entorno y emociones, los cuales
determinan los hábitos adquiridos en la infancia, lo que condiciona las prácticas alimentarias actuales.
(14)
Estudios realizados en el Perú señalan que los adolescentes presentan un alto riesgo nutricional, enfrentando
problemáticas como el sobrepeso, la obesidad y la anemia, y evidencian la escasez de investigaciones que
analicen los factores socioculturales que influyen en los hábitos alimentarios. Esta situación limita y dificulta
el desarrollo en la implementación de intervenciones en la salud pública que sean pertenecientes desde el
punto de vista cultural.
(15)
Del mismo modo, se ha reconocido que factores individuales, como dificultades
económicas para el acceso de alimentos y la preocupación por el aspecto físico, influyendo significativamente
en las conductas alimentarias de los adolescentes.
(16)
En este sentido, es fundamental abordar el estigma
asociado al peso desde un enfoque integral, considerando tanto aspectos psicológicos como los procesos
fisiológicos.
(17)
En relación con las emociones acerca de la alimentación y el peso, las diferentes reacciones emocionales
tienen efectos significativos a la hora de la ingesta de alimentos, lo cual provoca que el individuo ingiera una
cantidad excesiva de alimentos o viceversa, afectando sus hábitos alimenticios.
(18)
Estas investigaciones
abordan sobre estados emocionales negativos como el miedo o la depresión.
(19,20)
Un análisis psicosomático
ha demostrado que las personas con TCA consumen o dejan de consumir alimentos, ante emociones negativas
como una conducta aprendida orientada a disminuir el malestar emocional.
(21)
Como el comer en exceso en
respuesta a emociones negativas, como la ansiedad o irritabilidad emocional.
(22)
Respecto a las creencias acerca de la alimentación y el peso, se han revisado varios estudios los cuales señalan
que la percepción de la imagen corporal es generada en su mayoría por estereotipos o problemas sociales,
que afectan tanto a los adolescentes como adultos;
(23,24)
asimismo, hace alusión a creencias erróneas, referente
al peso y la alimentación que se asocian con conductas de restricción o exceso alimentario.
(17)
Diversos
medios de comunicación fomentan estereotipos de belleza irrealizables, creando una presión social que
impacta particularmente a los adolescentes y adultos jóvenes.
(25)
Creencias erróneas acerca del control del peso corporal, la autopercepción de una persona no siempre
manifiesta la realidad, dado que el peso está influenciado por muchos factores, como la edad, el género, la
familia, los compañeros, los medios y el origen étnico
(26)
La insatisfacción con la imagen corporal, el disgusto
por el cuerpo y el desdén pueden contribuir a los efectos negativos del aumento de peso en la salud.
(27)
La
forma en que percibimos nuestro peso influye significativamente en cómo nos sentimos con nosotros
mismos, cuando creemos que tener sobrepeso u obesidad es un reflejo de cualidades negativas que puede
dañarnos significativamente en nuestra autoestima.
(28)
Experimentación de emociones agradables al comer, la motivación humana para comer, así como la cantidad,
frecuencia y elección del consumo de alimentos, están influenciadas por variables que no están directamente
relacionadas con las necesidades fisiológicas ni con el valor nutricional de los alimentos, lo cual conlleva a
que cuando las personas hacen referencia a una emoción negativa dan por consecuencia a la ingesta impulsiva;
por otro lado, cuando prevalecen las emociones positivas, el aumento de la alimentación les proporciona
placer.
(29,30)
Adicionalmente, se ha comprobado que una emoción positiva también provoca una mayor ingesta
de alimentos no solo por el placer de consumir los alimentos
(31)
La importancia que se otorga al peso corporal es un asunto altamente ético en el debate público y en la
medicina.
(32–34)
Las normas sociales dictan que tener bajo peso o un peso "normal" es saludable, y los críticos
tratan a las personas con sobrepeso y obesidad: se les atribuye con frecuencia una carga moral, puesto que un
elemento central de la moralidad es que las características personales deseables dictan que el peso debe
ajustarse a estándares sociales predeterminados, por lo que emergen las cualidades morales del esfuerzo y el
autocontrol.
(32,35)
De esta forma, la creencia social de que el peso es controlable y que el exceso de peso refleja
inmoralidad por falta de esfuerzo y autocontrol es muy común tanto en la población general como en personas
que padecen obesidad.
(32,36)
En Europa, específicamente en España se validó el instrumento EES-C aplicada a 199 participantes de 9 a 16
años, confirmó un modelo factorial de cinco dimensiones (CFI = 0,935; GFI = 0,850; AGFI = 0,816; SRMR = 0,066;
(37)
Así también el instrumento IFBS
administrado a 323 jóvenes de 12 a 20 años, presentó una estructura bifactorial con adecuada medida muestral
con indicadores psicológicos y de salud.
(38)
En Barcelona, el EEQ validado en 354 sujetos de 12 a 39 años mostró consistencia interna adecuada en sus
(39)
En Grecia, la
EES-C validada en 139 estudiantes de 9 a 14 años, el AFE explicó el 47,67 % de la varianza total, con
indicadores de adecuación muestral satisfactorios (KMO = 0,869; Bartlett p < 0,001) y con alta consistencia
(40)
Otra versión adaptada de la EES-C en Turquía aplicada a 576 niños y adolescentes
CFI = 0,97), confirmando la robustez psicométrica del instrumento.
(41)
Por otra parte, diversos estudios realizados en América Latina respaldan la validez de estas escalas en distintos
contextos por ejemplo en México el instrumento CECAP, con 1 833 adolescentes de 14 a 18 años mostró
REE 20(2) Riobamba may. - ago. 2026
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24
ISSN-impreso 1390-7581
ISSN-digital 2661-6742
(17)
Y finalmente en Chile el instrumento
CFPQ-Teen aplicado a 473 adolescentes mostró un modelo de cuatro factores con buen ajuste (CFI = 0,965;
invariancia métrica y escalar por género, sin diferencias significativas entre hombres y mujeres.
(42)
Con base a lo expuesto, las bondades del instrumento que se pretende adaptar al contexto peruano, no se
centra en las patologías asociados a los TCA, como muchos otros instrumentos lo realizan; sino, lo que se
busca con este instrumento es indagar las creencias y emociones tanto positivas como negativas sobre la
alimentación y el peso que muchas veces son el detonante de los TCA, que tienen un mayor impacto en los
adolescentes y adultos jóvenes, facilitando la intervención temprana de dicha problemática.
(17)
Por ello, el
objetivo general de la presente investigación fue adaptar y analizar las propiedades psicométricas del
Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el Peso (CECAP) al contexto peruano
y analizar la validez y confiabilidad en jóvenes de la región de Puno; asimismo, tiene como objetivos
específicos determinar la validez de contenido, constructo, la confiabilidad y la invarianza métrica del
cuestionario de emociones y creencias acerca de la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la
región de Puno.
MÉTODO
La investigación es de enfoque psicométrico, centrada en analizar las propiedades psicométricas del instru-
mento, mediante su aplicación, el análisis de puntajes e interpretación de resultados. Asimismo, se empleó
un diseño no experimental, ya que no implica la manipulación de variables, y corresponde a un corte trans-
versal, ya que busca recopilar y analizar datos de un sector de la población en un momento específico.
(43)
Participantes
La población estuvo constituida por jóvenes de las ciudades de Puno y Juliaca, ubicadas en el sur del Perú.
Dicha población es finita, ya que corresponde a un número determinado de estudiantes matriculados en
instituciones educativas de nivel secundario en ambas ciudades durante el año de aplicación del estudio. De
esta población se obtuvo una muestra de 2 072, de los cuales 537 correspondieron a la ciudad de Puno y 1
535 a Juliaca. La muestra se seleccionó mediante un muestreo no probabilístico, de tipo por conveniencia
basado en los criterios de selección y recursos de los investigadores.
(44)
Asimismo, este tamaño muestral
resulta mayor al estándar recomendado para análisis factoriales, que recomienda contar con 20 participantes
por ítem;
(45)
considerando que el instrumento posee 16 ítems, el tamaño mínimo requerido sería 320
participantes, cifra ampliamente superada por la muestra del presente estudio.
Para participar en el estudio se tomó como primer requisito el consentimiento y asentimiento informado, en
la misma línea, los candidatos debían tener entre 14 a 18 años, ambos sexos y que residieron durante la
evaluación en las ciudades de Puno y Juliaca, no se permitió la participación de personas con una nacionalidad
distinta a la peruana, ni de aquellas con alguna discapacidad permanente o temporal que les impidiera
comprender y responder adecuadamente las preguntas. Finalmente, se excluyeron las encuestas que estuvieron
incompletas o que tuvieran respuestas sesgadas en una sola categoría.
Instrumento
El instrumento adaptado en el contexto peruano fue el Cuestionario de emociones y creencias acerca de la
alimentación y el peso (CECAP). Dicho cuestionario es originario de la Ciudad de México y fue creado por
Silva y Gonzáles
(17)
. Este instrumento permite identificar con mayor comprensión las razones que explican
la sobreingesta o subingesta en adolescentes (14 a 18 años), considerando que, en muchos casos, podrían
estar influenciados por creencias inadecuadas o utilizando una alimentación como una estrategia disfuncional
de regulación emocional. El instrumento original consta de tres dimensiones y 16 ítems compuesto por la
escala tipo Likert (Nunca = 1, Algunas veces = 2, Con frecuencia = 3, Siempre = 4). El instrumento muestra
evidencias de validez adecuadas, así también se ha encontrado apropiados índices de bondad de ajuste
-
(17)
Análisis de datos
Dado que el instrumento original se encuentra en idioma español, no fue necesario realizar un proceso de
traducción. No obstante, se llevó a cabo un proceso de adaptación cultural mediante evaluación de validez
de contenido por siete jueces expertos, con el objetivo de verificar la claridad, pertinencia y adecuación
cultural de los ítems al contexto peruano; complementariamente, se usó la fórmula de Penfield y Giacobbi
(46)
al 95 % de confianza bajo un criterio conservador
(47)
que exige que los intervalos de confianza inferiores sean
mayores de 0,7; en cuanto al análisis factorial exploratorio y confirmatorio se optó por dividir los datos en
submuestras equivalentes de 1 036 participantes para cada análisis. El análisis factorial exploratorio exige el
estudio de la linealidad, normalidad y multicolinealidad
(48)
las mismas que se comprobaron mediante una
matriz de correlaciones policóricas (Figura 1). No obstante, para la normalidad se usó la recomendación de
Ferrando y Anguiano-Carrasco
(49)
para comprobar la normalidad multivariada, el análisis arrojó un valor de
inferior al 0,05 que demuestra no normalidad, el mencionado resultado junto a la naturaleza ordinal de los
ítems, se optó por utilizar mínimos cuadrados ordinarios como método de factorización. En cuanto a los
hallazgos del AFC de trabajaron con el estimador WLSMV usando el software R Studio con el paquete
Lavaan, asimismo se optó por un método de rotación oblicua con índices de ajuste como CFI > 0,95; GFI > 0,93;
TLI > 0,90, RMSEA < 0,05, SRMR < 0,08.
(50)
En este sentido, se estimó la confiabilidad por consistencia interna
mediante el coeficiente omega de McDonald por ser un análisis de confiabilidad por consistencia interna
menos sensible a la cantidad de ítems.
(51)
Adicionalmente, se optó por someter el test a procesos de invarianza
métrica por CFA así como determinar baremos para la interpretación de la prueba con base a percentiles.
RESULTADOS
Análisis sociodemográfico
En este estudio participaron 2 072 adolescentes de entre 14 y 17 años, con una proporción ligeramente mayor
de varones (55, 5 %, n = 1 149) en comparación con las mujeres (44, 5 %, n = 923). Más de la mitad tenía
una edad entre 14 y 15 años (59, 9 %, n = 1241) y cursaba el tercer año de secundaria (36, 3 %). La mayoría
provenía de instituciones educativas públicas (84, 5 %, n = 1 751) y vivía con ambos padres (77, 5 %, n = 1605),
lo que sugiere un contexto familiar mayormente estable. En cuanto a su lugar de residencia, tres de cada
cuatro adolescentes residían en la ciudad de Juliaca (73, 7 %, n = 1 527), lo que refleja una predominante
concentración urbana de la muestra.
Tabla 1. Características sociodemográficas de los participantes (N = 2 072)
Nota: F = frecuencia; % = porcentaje. Los porcentajes han sido redondeados a un decimal, por lo que no pueden sumar exactamente
100 %.
Evidencias de validez basada en el contenido
La tabla 2 muestra los índices de validez basados en el contenido del instrumento de 16 ítems. Se encontró
que el 93,75 % de los ítems (15 ítems) demostraron ser claros, importantes para evaluar el constructo y
pertinentes en la dimensión correcta, ya que los limites inferiores del intervalo (Low) se encontraron por
encima de 0,70 valor requerido por un criterio más conservador,
(46)
no obstante, el ítem 2 demostró un intervalo
igual a 0,60 en el criterio relevancia. Otros detalles más específicos identificaron a los ítems 10 y 15 con
intervalos limítrofes a 0,70 en los criterios relevancia y representatividad y solo al ítem 16 en el criterio
relevancia y claridad, mientras que los ítems 7, 12 la conjunción y 13 presentaron índices limítrofes de 0,71
solo en el criterio claridad.
Tabla 2. Coeficientes V de Aiken (IC del 95 %, n = 8)
Nota: M: media aritmética, DE: desviación estándar, V es el coeficiente V de Aiken, Low – Up: son intervalos de confianza inferior
y superior respectivamente.
Evidencia de validez basada en el constructo
La figura 1 muestra un mapa de calor basado en la matriz policórica de los 16 ítems. Se evidencia que los
ítems del 1 al 6 presentaron correlaciones más altas con coeficientes que oscilan entre 0,47 y 0,88, la segunda
zona significativamente correlacionada se encuentra entre los ítems 7 al 11 con coeficientes de correlación
entre 0,55 y 0,76 mientras que la tercera zona entre los ítems 12 al 16 mostro correlación entre 0,37 y 0,61,
lo que evidencia una esperada agrupación de ítems por cada factor muy similar a lo esperado teóricamente,
no obstante, los ítems 12, 14 y 16 mostraron correlaciones entre 0,44 y 0,67 con los ítems del primer factor,
agrupación no previsible estadísticamente.
Figura 1. Matriz policórica
Nota: Los cuadrantes en rojo indican la agrupación esperada desde el enfoque teórico, no representa un análisis adyacente a la
matriz policórica, el valor cercano a 1 se presenta de color azul; mientras que, el rojo al -1 y un color tenue o blanco representa
coeficientes ínfimos.
Análisis factorial exploratorio
El análisis factorial exploratorio obtenido a partir del 50 % inicial de los encuestados dio como resultado una
solución factorial de tres dimensiones con KMO de 0,903 con prueba de esfericidad de Bartlett de 0,000, esta
solución logró explicar el 56,7 % de la varianza con los 16 ítems muy similares a la matriz policórica y teórica
donde el factor 1 se conformó por los ítems 1 al 6, el factor 2 por los ítems 7 al 11, el factor 3 por los ítems
13 y 15 sin embargo los ítems 12, 14 y 16 mostraron cargas más altas dentro del factor 1, al verificar las
cargas superiores a 0.2 se encontró que estos ítems saturan el F3 con cargas de 0,357, 0,270 y 0,229
respectivamente.
Tabla 3. Cargas de los Factores
Nota: El método de rotación aplicado fue oblimin.
Análisis factorial confirmatorio
La tabla 4 presenta los índices de ajuste del modelo obtenidos mediante AFC utilizando modelos de ecuaciones
estructurales. El modelo 1 procesado por rotación oblicua mostró índices de ajuste de modelo, sin embargo al
observar las cargas factoriales y residuos asociados a cada ítem (ver figura 2A) encontramos que el ítem 15
alcanzó un residuo de 0,72, al excluirlo generamos un segundo modelo con mejores índices (TLI = 0,995,
CFI = 0,996, GFI = 0,996, NFI = 0,995, SRMR = 0,046 y RMSEA = 0,051), no obstante, encontramos que
el ítem 13 demostró un residuo de 0,71 (ver figura 2-b) lo que motivo a la exclusión del ítem 13 generando
un tercer modelo con índices de ajuste esperados. A pesar de esto, el modelo 2 se presenta como el más
adecuado, decisión que se discute más adelante.
Tabla 4. Índices de ajuste por CFA
Nota: El modelo 1 se procesó con una estructura basada en tres dimensiones con 16 ítems, el modelo 2 tiene 3 dimensiones con 15
ítems ya que se excluye al ítem 15, el modelo 3 tiene 3 dimensiones sin los ítems 13 y 15. Todos los modelos se procesaron con
rotación oblicua. (*) se trata del modelo elegido como adecuado.
Figura 2. Semplot de los modelos 1 y 2
A)
B)
Invarianza métrica
no sobrepasan 0.01 entre cada método de contraste; esto indica que la escala es equivalente entre varones y
mujeres, así como por edades entre 14 a 15 años y entre 16 y17 años.
Tabla 5. Invarianza métrica por sexo (Masculino = 552, Femenino = 484) y por edad (14 - 15 años = 622,
16 - 17 años = 414)
Confiabilidad por consistencia interna
Se aplicó el coeficiente omega de McDonald en su versión unidimensional con intervalos de confianza del
95 % lo que mostró que la primera dimensión, denominada “Creencias erróneas acerca del control del peso
cuanto a la dimensión “Experimentación de emociones agradables al comer” se evidencio una adecuada
confianza de 0,754 a 0,798.
Tabla 6. Confiabilidad por consistencia interna por factor
DISCUSIÓN
El presente estudio tuvo como objetivo adaptar y validar el cuestionario de emociones y creencias acerca de
la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la región de Puno, considerando el creciente riesgo de
adolescentes presenta algún tipo de TCA, lo cual evidencia la necesidad de contar con herramientas adecuadas
para su detección.
(52)
El CECAP busca evaluar emociones y creencias vinculadas a la alimentación, variables
que, según investigaciones previas, están asociadas al desarrollo de conductas alimentarias desadaptativas.
(53,54)
En este estudio, se buscó asegurar que el CECAP adaptado al contexto peruano realmente mida lo que se
propone, por lo cual se evaluó su validez basada en el contenido. Para ello, se utilizó el coeficiente V de
Aiken, poniendo especial atención en que los ítems fueran claros, relevantes y representativos. Diversos
autores, como Charter
(55)
y Ventura-León,
(56)
sugieren que el umbral de 0,70 para V de Aiken es adecuado
para validar la calidad de los ítems durante la adaptación transcultural. Por ello, la revisión individual de
ítems con valores cercanos al umbral asegura no solo el cumplimiento de estándares estadísticos, sino
también la pertinencia cultural y conceptual del instrumento, fortaleciendo su utilidad práctica en la población
peruana.
Además, se evaluó la validez basada en el constructo del CECAP, utilizando la matriz policórica, una técnica
especialmente recomendada para examinar la estructura interna de escalas tipo Likert.
(57,58)
Los resultados
revelaron tres factores bien definidos que respaldan la estructura teórica original del instrumento, lo que
sugiere que la adaptación al contexto peruano ha sido adecuada.
(17)
No obstante, algunas correlaciones entre
grupos de ítems distintos podrían estar reflejando particularidades culturales o dimensiones compartidas,
algo común en procesos de adaptación transcultural.
(59)
En conjunto, estos hallazgos refuerzan la validez del
constructo y abren la puerta a futuros estudios confirmatorios que permitan seguir afinando la estructura del
instrumento en distintos contextos.
(60)
En cuanto a los hallazgos obtenidos en el Análisis Factorial Exploratorio (AFE) evidenciaron una estructura
tridimensional adecuada, sustentada por un índice de adecuación muestral KMO de 0,903 y una prueba de
esfericidad de Bartlett significativa lo que respalda la pertinencia del análisis y adecuación de los datos para
la reducción factorial.
(61)
Simultáneamente, se utilizó también el método de estimación de mínimos cuadrados
no ponderados (ULS) sobre la matriz de correlaciones policóricas, el cual es recomendado para variables
ordinales como Likert.
(57,62)
De este modo, se realizó el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC), el cual muestra índices de ajuste obtenidos
(CFI = 0,979, TLI = 0,975, RMSEA = 0,058, SRMR = 0,057) se encuentran dentro de los rangos adecuados,
lo que indica que el modelo presenta un buen ajuste.
(1)
Así también, en comparación al instrumento original
muestra resultados favorables, lo que sugiere que la estructura del instrumento es funcional en ambos contextos
culturales.
(17)
En cuanto a las modificaciones del instrumento, se optó por la eliminación del ítem 15 (“Me fijo en el peso
de las personas”), debido a que presentó un residuo estandarizado de 0,72. Aunque el valor no supera el
umbral ya establecido para ser considerado un mal ajuste local (+2,5), sí refleja una discrepancia resaltante
que sugiere una inconsistencia entre el modelo teórico y los datos obtenidos.
(63)
No solo resalta la consideración
estadística, el ítem no reflejaba adecuadamente la intención evaluativa de la dimensión “Importancia que se
le otorga al peso corporal”, ya que hace referencia a una observación externa del peso ajeno, mientras que los
demás ítems de la dimensión se enfocan en creencias internalizadas y autorreferencias acerca del propio
peso, aspecto fundamental en la construcción de la autoimagen corporal.
(17)
Según Ramos et al.
(64)
detalla que la percepción del peso corporal se relaciona estrechamente con la autoestima
y las emociones hacia uno mismo, y no con actitudes evaluativas hacia las demás personas como hace
referencia este ítem. En este sentido, aunque el ítem 13 (“Pienso que el peso de las personas es importante”),
presentó un residuo de 0,71, fue conservado debido a que mantiene mejor ajuste teórico con la dimensión
relacionada al valor asignado al peso corporal en la experiencia personal
(63)
. Asimismo, cabe resaltar que se
respetó el criterio técnico que recomienda mantener un mínimo de cuatro ítems por factor para asegurar
estabilidad en la estimación del constructo y un modelo con mayor consistencia estructural.
(65)
Para comprobar que el CECAP funciona de manera consistente entre diferentes grupos, se realizó un análisis
de invarianza métrica. Los resultados mostraron que la estructura del instrumento se mantiene estable según
el género y la edad, en adolescentes de la región de Puno. El modelo de tres dimensiones y 15 ítems presentó
y los cambios observados entre los modelos configural, métrico, escalar y estricto fueron mínimos,
cumpliendo los estándares propuestos por Chen.
(66)
Los resultados obtenidos coinciden con investigaciones que han confirmado la estabilidad factorial de
instrumentos similares en adolescentes. Perpiña et al.
(37)
validó la Emotional Eating Scale for Children and
Adolescents, confirmando su estructura mediante análisis factorial confirmatorio. De manera similar, Lobera
et al.
(38)
adaptó la versión española de la Irrational Food Beliefs Scale, identificando dimensiones bien definidas
y con adecuados indicadores de validez. En conjunto, estas evidencias refuerzan la solidez del CECAP como
un instrumento útil y confiable para comparar creencias y emociones relacionadas con la alimentación y el
peso en distintos grupos, minimizando posibles sesgos de interpretación.
En cuanto a la confiabilidad, el CECAP fue evaluado mediante el coeficiente omega de McDonald, obteniendo
valores sólidos en cada de sus dimensiones: “Creencias erróneas acerca del control del peso corporal”
Kalogiratou et al.
(40)
Lobera et al.
(38)
adaptaron una escala sobre creencias irracionales alimentarias en adolescentes, reportando
buena consistencia interna y estructura factorial clara.
En conjunto, estos hallazgos respaldan de manera sólida la fiabilidad del CECAP en la población adolescente,
posicionándolo como una herramienta adecuada para evaluar creencias y emociones sobre la alimentación y
peso. En cuanto a la estimación de la consistencia interna, se optó por utilizar el omega de McDonald, a
diferencia de estudios previos que emplearon el alfa de Cronbach, ya que proporciona estimaciones más
precisas en presencia de cargas factoriales desiguales o estructuras multidimensionales. Como sostiene
Ventura-León
(56)
, el alfa de Cronbach puede generar estimaciones poco confiables, recomendando el uso del
omega como una alternativa más sólida y actualizada.
En cuanto a las limitaciones del estudio, destaca el uso de un muestreo no probabilístico, lo cual restringe la
generalización de los resultados a la población adolescente en conjunto. Adicionalmente, la recolección de
datos mediante autoinforme podría haber estado influenciada por la deseabilidad social; no obstante, se
intentó mitigar este sesgo mediante la sensibilización previa de los participantes respecto a la importancia de
brindar respuestas honestas.
Finalmente, la aplicación del cuestionario se limitó a adolescentes de instituciones educativas de Puno y
Juliaca, lo que podría restringir la representatividad de los hallazgos en relación con la diversidad cultural,
lingüística y socioeconómica presente en otras regiones del país. Por ello, se recomienda que en futuras
investigaciones se utilice una muestra más amplia y representativa, a fin de obtener resultados que reflejen
con mayor precisión dicha diversidad en otras provincias o regiones del país.
CONCLUSIONES
El presente estudio evidenció que la versión adaptada del Cuestionario de Emociones y Creencias sobre la
Alimentación y el Peso (CECAP) presenta adecuadas propiedades psicométricas en adolescentes de la región
de Puno, Perú. La evidencia de validez de contenido mostró vales de V de Aiken superiores a 0,70, lo que
indica una adecuada claridad y pertinencia cultural de los ítems. En cuanto a la validez de constructo, análisis
factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el análisis factorial confirmatorio (CFI = 0,979;
TLI = 0,975; RMSEA = 0,058; SRMR = 0,057) corroboraron una estructura tridimensional consistente con
Finalmente, los coeficientes de omega de McDonald, con valores 0,776 y 0,895, reflejaron una adecuada
consistencia interna en todas las dimensiones del instrumento.
En términos generales, los resultados respaldan el uso del CECAP como un instrumento válido, fiable y
culturalmente pertinente para la evaluación de creencias y emociones alimentarias en adolescentes andinos.
Su implementación en ámbitos educativos y de salud mental favorece la identificación y prevención de
conductas alimentarias de riesgo asociadas a trastornos de la conducta alimentaria. Se sugiere que futuras
investigaciones amplíen el tamaño muestral e incorporen variables contextuales, como el entorno familiar y
las condiciones socioeconómicas, a fin de lograr una comprensión más integral de este fenómeno.
Financiamiento: la investigación fue financiada por los propios autores.
Agradecimientos: Se agradece a los adolescentes y docentes de las instituciones educativas de Puno y Juliaca
por su participación y colaboración durante el desarrollo del estudio.
Conflictos de intereses: Los autores declaran que no existe ningún conflicto de interés financiero, personal o
institucional que pudiera haber influido en los resultados o la interpretación del presente estudio.
Declaración de contribución:Todos los autores contribuyeron de manera equitativa en la concepción, del
estudio, el diseño metodológico, la recolección de datos, el análisis, la interpretación de resultados y la redacción
del manuscrito. Además, revisaron críticamente el contenido, aprobaron la versión final y asumen responsabilidad
conjunta por la integridad y exactitud del trabajo presentado.
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Adaptación y validación del Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el
Peso (CECAP)
Adaptation and validation of the emotions and beliefs about eating and weight questionnaire
(CECAP)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.02
Autores:
Winston Yoel Flores Yana - https://orcid.org/0009-0009-4987-5290
Meljhi Nikol Choquecahua Espinoza - https://orcid.org/0009-0006-8188-7505
Danaly Ceydi Mamani Mamani - https://orcid.org/0009-0004-7823-5093
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Puno, Perú.
Autor de correspondencia: Winston Yoel Flores Yana. Universidad Peruana Unión, Juliaca, Puno, Perú.
Dirección postal: Salida Arequipa, Km 6, Chullunquiani, Juliaca, Perú. Email: winston.flores@upeu.edu.pe.
Teléfono: +51 973733898.
Recibido: 15 de octubre de 2025 Aceptado: 06 de marzo de 2026
RESUMEN
El objetivo del estudio fue adaptar y validar el Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación
y el Peso (CECAP) en adolescentes de la región de Puno, Perú. Participaron 2 072 estudiantes de entre 14 a
18 años, seleccionados mediante un muestreo no probabilístico. La validez de contenido, medida con el
coeficiente V de Aiken, mostró valores por encima de 0.70, lo que evidenció la claridad y pertinencia de los
ítems. El análisis factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el confirmatorio (CFI = 0,996;
TLI = 0,995; RMSEA = 0,051; SRMR = 0,046) mostraron una estructura de tres dimensiones, consistente y
bien alineada con el modelo teórico original. Además, se revisó su la estructura factorial se mantenía igual
apuntaron a una adecuada consistencia interna. En resumen, la versión adaptada del CECAP muestra propiedades
psicométricas apropiadas y resulta valida y confiable, así que puede usarse como una herramienta útil para
evaluar las creencias y las emociones sobre la alimentación y el peso en adolescentes peruanos.
Palabras clave: emociones; adolescente; conducta alimentaria.
ABSTRACT
The aim of this study was to adapt and validate the Questionnaire of Emotions and Beliefs about Food and
Weight (CECAP) in adolescents from the Puno region of Peru. A total of 2,072 students aged 14 to 18 years
participated, selected using non-probability sampling. Content validity, measured using Aiken's V coefficient,
showed values above 0.70, demonstrating the clarity and relevance of the items. Exploratory factor analysis
(KMO = 0.903; Bartlett p < 0.001) and confirmatory factor analysis (CFI = 0.996; TLI = 0.995; RMSEA = 0.051;
SRMR = 0.046) revealed a three-dimensional structure, consistent and well-aligned with the original theoretical
model. Furthermore, the factor structure was verified to be consistent across gender and age groups.
consistency. In summary, the adapted version of the CECAP shows appropriate psychometric properties
and is valid and reliable, so it can be used as a useful tool to assess beliefs and emotions about food and
weight in Peruvian adolescents.
Keywords: Emotions; Adolescent; Eating Behavior.
INTRODUCCIÓN
Las enfermedades no transmisibles ocasionan aproximadamente de cinco millones de muertes al año.
(1)
En
este contexto, se estima que más de 390 millones de jóvenes en el mundo presentan sobrepeso, lo que refleja
una problemática de alcance global.
(2)
En un estudio español con 4 362 adolescentes, se identificó que el 9,6 %
de las chicas y el 1,7 % de los chicos mostraron indicios de trastornos alimentarios, reflejando una mayor
preocupación femenina por la imagen corporal.
(3)
Estos resultados permiten comprender que la influencia de
las emociones en el comportamiento alimentario es relevante, ya que pueden modificar el apetito y la
frecuencia de consumo alimenticio, generando alteraciones en la ingesta.
(4)
Cuando dichas variaciones superan
la capacidad de autorregulación cognitiva y fisiológica, se asocian con riesgos para la salud.
(5)
En el Perú, el Seguro Social de Salud (EsSalud señalo que, durante la pandemia, los casos de trastornos de
conducta alimentaria en adolescentes llegaron a duplicarse, afectando incluso a menores desde los 11 años.
(6)
Asimismo, se estima que el 51 % de la población experimenta inseguridad alimentaria,
(7)
mientras que
aproximadamente el 5 % de los adolescentes presenta alteraciones nutricionales, con mayor prevalencia en
mujeres jóvenes.
(8)
En este contexto, el estigma relacionado con el peso corporal se asocia con la alimentación
emocional, definida como la tendencia a aumentar o reducir la ingesta frente a emociones como la ira,
miedo, tristeza o la ansiedad.
(9)
Estas emociones negativas se relacionan con patrones alimentarios como
adaptativos, entre ellos la sobrealimentación emocional, la cual favorece el consumo elevado de alimentos
altos en grasa y azúcares y limita la capacidad de autoregular la ingesta.
(10)
De manera complementaria, se ha evidenciado que el estrés emocional también incrementa los niveles de
cortisol, lo que puede influir en la elección de alimentos poco saludables como forma de aliviar el malestar.
(11)
Esta dinámica se agrava por la exposición constante al estigma del peso, que eleva el cortisol y fomenta la
preferencia por alimentos calóricos, reforzando los patrones de alimentación emocional.
(12)
A pesar de ello,
el estigma del peso no solo se vincula con la alimentación emocional, sino también con un mayor aislamiento
social y una menor búsqueda de apoyo emocional, intensificando el ciclo de malestar psicológico y los
comportamientos alimentarios desadaptativos.
(13)
La conducta alimentaria está influida por factores socioculturales, creencias, entorno y emociones, los cuales
determinan los hábitos adquiridos en la infancia, lo que condiciona las prácticas alimentarias actuales.
(14)
Estudios realizados en el Perú señalan que los adolescentes presentan un alto riesgo nutricional, enfrentando
problemáticas como el sobrepeso, la obesidad y la anemia, y evidencian la escasez de investigaciones que
analicen los factores socioculturales que influyen en los hábitos alimentarios. Esta situación limita y dificulta
el desarrollo en la implementación de intervenciones en la salud pública que sean pertenecientes desde el
punto de vista cultural.
(15)
Del mismo modo, se ha reconocido que factores individuales, como dificultades
económicas para el acceso de alimentos y la preocupación por el aspecto físico, influyendo significativamente
en las conductas alimentarias de los adolescentes.
(16)
En este sentido, es fundamental abordar el estigma
asociado al peso desde un enfoque integral, considerando tanto aspectos psicológicos como los procesos
fisiológicos.
(17)
En relación con las emociones acerca de la alimentación y el peso, las diferentes reacciones emocionales
tienen efectos significativos a la hora de la ingesta de alimentos, lo cual provoca que el individuo ingiera una
cantidad excesiva de alimentos o viceversa, afectando sus hábitos alimenticios.
(18)
Estas investigaciones
abordan sobre estados emocionales negativos como el miedo o la depresión.
(19,20)
Un análisis psicosomático
ha demostrado que las personas con TCA consumen o dejan de consumir alimentos, ante emociones negativas
como una conducta aprendida orientada a disminuir el malestar emocional.
(21)
Como el comer en exceso en
respuesta a emociones negativas, como la ansiedad o irritabilidad emocional.
(22)
Respecto a las creencias acerca de la alimentación y el peso, se han revisado varios estudios los cuales señalan
que la percepción de la imagen corporal es generada en su mayoría por estereotipos o problemas sociales,
que afectan tanto a los adolescentes como adultos;
(23,24)
asimismo, hace alusión a creencias erróneas, referente
al peso y la alimentación que se asocian con conductas de restricción o exceso alimentario.
(17)
Diversos
medios de comunicación fomentan estereotipos de belleza irrealizables, creando una presión social que
impacta particularmente a los adolescentes y adultos jóvenes.
(25)
Creencias erróneas acerca del control del peso corporal, la autopercepción de una persona no siempre
manifiesta la realidad, dado que el peso está influenciado por muchos factores, como la edad, el género, la
familia, los compañeros, los medios y el origen étnico
(26)
La insatisfacción con la imagen corporal, el disgusto
por el cuerpo y el desdén pueden contribuir a los efectos negativos del aumento de peso en la salud.
(27)
La
forma en que percibimos nuestro peso influye significativamente en cómo nos sentimos con nosotros
mismos, cuando creemos que tener sobrepeso u obesidad es un reflejo de cualidades negativas que puede
dañarnos significativamente en nuestra autoestima.
(28)
Experimentación de emociones agradables al comer, la motivación humana para comer, así como la cantidad,
frecuencia y elección del consumo de alimentos, están influenciadas por variables que no están directamente
relacionadas con las necesidades fisiológicas ni con el valor nutricional de los alimentos, lo cual conlleva a
que cuando las personas hacen referencia a una emoción negativa dan por consecuencia a la ingesta impulsiva;
por otro lado, cuando prevalecen las emociones positivas, el aumento de la alimentación les proporciona
placer.
(29,30)
Adicionalmente, se ha comprobado que una emoción positiva también provoca una mayor ingesta
de alimentos no solo por el placer de consumir los alimentos
(31)
La importancia que se otorga al peso corporal es un asunto altamente ético en el debate público y en la
medicina.
(32–34)
Las normas sociales dictan que tener bajo peso o un peso "normal" es saludable, y los críticos
tratan a las personas con sobrepeso y obesidad: se les atribuye con frecuencia una carga moral, puesto que un
elemento central de la moralidad es que las características personales deseables dictan que el peso debe
ajustarse a estándares sociales predeterminados, por lo que emergen las cualidades morales del esfuerzo y el
autocontrol.
(32,35)
De esta forma, la creencia social de que el peso es controlable y que el exceso de peso refleja
inmoralidad por falta de esfuerzo y autocontrol es muy común tanto en la población general como en personas
que padecen obesidad.
(32,36)
En Europa, específicamente en España se validó el instrumento EES-C aplicada a 199 participantes de 9 a 16
años, confirmó un modelo factorial de cinco dimensiones (CFI = 0,935; GFI = 0,850; AGFI = 0,816; SRMR = 0,066;
(37)
Así también el instrumento IFBS
administrado a 323 jóvenes de 12 a 20 años, presentó una estructura bifactorial con adecuada medida muestral
con indicadores psicológicos y de salud.
(38)
En Barcelona, el EEQ validado en 354 sujetos de 12 a 39 años mostró consistencia interna adecuada en sus
(39)
En Grecia, la
EES-C validada en 139 estudiantes de 9 a 14 años, el AFE explicó el 47,67 % de la varianza total, con
indicadores de adecuación muestral satisfactorios (KMO = 0,869; Bartlett p < 0,001) y con alta consistencia
(40)
Otra versión adaptada de la EES-C en Turquía aplicada a 576 niños y adolescentes
CFI = 0,97), confirmando la robustez psicométrica del instrumento.
(41)
Por otra parte, diversos estudios realizados en América Latina respaldan la validez de estas escalas en distintos
contextos por ejemplo en México el instrumento CECAP, con 1 833 adolescentes de 14 a 18 años mostró
(17)
Y finalmente en Chile el instrumento
CFPQ-Teen aplicado a 473 adolescentes mostró un modelo de cuatro factores con buen ajuste (CFI = 0,965;
invariancia métrica y escalar por género, sin diferencias significativas entre hombres y mujeres.
(42)
Con base a lo expuesto, las bondades del instrumento que se pretende adaptar al contexto peruano, no se
centra en las patologías asociados a los TCA, como muchos otros instrumentos lo realizan; sino, lo que se
busca con este instrumento es indagar las creencias y emociones tanto positivas como negativas sobre la
alimentación y el peso que muchas veces son el detonante de los TCA, que tienen un mayor impacto en los
adolescentes y adultos jóvenes, facilitando la intervención temprana de dicha problemática.
(17)
Por ello, el
objetivo general de la presente investigación fue adaptar y analizar las propiedades psicométricas del
Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el Peso (CECAP) al contexto peruano
y analizar la validez y confiabilidad en jóvenes de la región de Puno; asimismo, tiene como objetivos
específicos determinar la validez de contenido, constructo, la confiabilidad y la invarianza métrica del
cuestionario de emociones y creencias acerca de la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la
región de Puno.
MÉTODO
La investigación es de enfoque psicométrico, centrada en analizar las propiedades psicométricas del instru-
mento, mediante su aplicación, el análisis de puntajes e interpretación de resultados. Asimismo, se empleó
un diseño no experimental, ya que no implica la manipulación de variables, y corresponde a un corte trans-
versal, ya que busca recopilar y analizar datos de un sector de la población en un momento específico.
(43)
Participantes
La población estuvo constituida por jóvenes de las ciudades de Puno y Juliaca, ubicadas en el sur del Perú.
Dicha población es finita, ya que corresponde a un número determinado de estudiantes matriculados en
instituciones educativas de nivel secundario en ambas ciudades durante el año de aplicación del estudio. De
esta población se obtuvo una muestra de 2 072, de los cuales 537 correspondieron a la ciudad de Puno y 1
535 a Juliaca. La muestra se seleccionó mediante un muestreo no probabilístico, de tipo por conveniencia
basado en los criterios de selección y recursos de los investigadores.
(44)
Asimismo, este tamaño muestral
resulta mayor al estándar recomendado para análisis factoriales, que recomienda contar con 20 participantes
por ítem;
(45)
considerando que el instrumento posee 16 ítems, el tamaño mínimo requerido sería 320
participantes, cifra ampliamente superada por la muestra del presente estudio.
Para participar en el estudio se tomó como primer requisito el consentimiento y asentimiento informado, en
la misma línea, los candidatos debían tener entre 14 a 18 años, ambos sexos y que residieron durante la
REE 20(2) Riobamba may. - ago. 2026
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evaluación en las ciudades de Puno y Juliaca, no se permitió la participación de personas con una nacionalidad
distinta a la peruana, ni de aquellas con alguna discapacidad permanente o temporal que les impidiera
comprender y responder adecuadamente las preguntas. Finalmente, se excluyeron las encuestas que estuvieron
incompletas o que tuvieran respuestas sesgadas en una sola categoría.
Instrumento
El instrumento adaptado en el contexto peruano fue el Cuestionario de emociones y creencias acerca de la
alimentación y el peso (CECAP). Dicho cuestionario es originario de la Ciudad de México y fue creado por
Silva y Gonzáles
(17)
. Este instrumento permite identificar con mayor comprensión las razones que explican
la sobreingesta o subingesta en adolescentes (14 a 18 años), considerando que, en muchos casos, podrían
estar influenciados por creencias inadecuadas o utilizando una alimentación como una estrategia disfuncional
de regulación emocional. El instrumento original consta de tres dimensiones y 16 ítems compuesto por la
escala tipo Likert (Nunca = 1, Algunas veces = 2, Con frecuencia = 3, Siempre = 4). El instrumento muestra
evidencias de validez adecuadas, así también se ha encontrado apropiados índices de bondad de ajuste
-
(17)
Análisis de datos
Dado que el instrumento original se encuentra en idioma español, no fue necesario realizar un proceso de
traducción. No obstante, se llevó a cabo un proceso de adaptación cultural mediante evaluación de validez
de contenido por siete jueces expertos, con el objetivo de verificar la claridad, pertinencia y adecuación
cultural de los ítems al contexto peruano; complementariamente, se usó la fórmula de Penfield y Giacobbi
(46)
al 95 % de confianza bajo un criterio conservador
(47)
que exige que los intervalos de confianza inferiores sean
mayores de 0,7; en cuanto al análisis factorial exploratorio y confirmatorio se optó por dividir los datos en
submuestras equivalentes de 1 036 participantes para cada análisis. El análisis factorial exploratorio exige el
estudio de la linealidad, normalidad y multicolinealidad
(48)
las mismas que se comprobaron mediante una
matriz de correlaciones policóricas (Figura 1). No obstante, para la normalidad se usó la recomendación de
Ferrando y Anguiano-Carrasco
(49)
para comprobar la normalidad multivariada, el análisis arrojó un valor de
inferior al 0,05 que demuestra no normalidad, el mencionado resultado junto a la naturaleza ordinal de los
ítems, se optó por utilizar mínimos cuadrados ordinarios como método de factorización. En cuanto a los
hallazgos del AFC de trabajaron con el estimador WLSMV usando el software R Studio con el paquete
Lavaan, asimismo se optó por un método de rotación oblicua con índices de ajuste como CFI > 0,95; GFI > 0,93;
TLI > 0,90, RMSEA < 0,05, SRMR < 0,08.
(50)
En este sentido, se estimó la confiabilidad por consistencia interna
mediante el coeficiente omega de McDonald por ser un análisis de confiabilidad por consistencia interna
menos sensible a la cantidad de ítems.
(51)
Adicionalmente, se optó por someter el test a procesos de invarianza
métrica por CFA así como determinar baremos para la interpretación de la prueba con base a percentiles.
RESULTADOS
Análisis sociodemográfico
En este estudio participaron 2 072 adolescentes de entre 14 y 17 años, con una proporción ligeramente mayor
de varones (55, 5 %, n = 1 149) en comparación con las mujeres (44, 5 %, n = 923). Más de la mitad tenía
una edad entre 14 y 15 años (59, 9 %, n = 1241) y cursaba el tercer año de secundaria (36, 3 %). La mayoría
provenía de instituciones educativas públicas (84, 5 %, n = 1 751) y vivía con ambos padres (77, 5 %, n = 1605),
lo que sugiere un contexto familiar mayormente estable. En cuanto a su lugar de residencia, tres de cada
cuatro adolescentes residían en la ciudad de Juliaca (73, 7 %, n = 1 527), lo que refleja una predominante
concentración urbana de la muestra.
Tabla 1. Características sociodemográficas de los participantes (N = 2 072)
Nota: F = frecuencia; % = porcentaje. Los porcentajes han sido redondeados a un decimal, por lo que no pueden sumar exactamente
100 %.
Evidencias de validez basada en el contenido
La tabla 2 muestra los índices de validez basados en el contenido del instrumento de 16 ítems. Se encontró
que el 93,75 % de los ítems (15 ítems) demostraron ser claros, importantes para evaluar el constructo y
pertinentes en la dimensión correcta, ya que los limites inferiores del intervalo (Low) se encontraron por
encima de 0,70 valor requerido por un criterio más conservador,
(46)
no obstante, el ítem 2 demostró un intervalo
igual a 0,60 en el criterio relevancia. Otros detalles más específicos identificaron a los ítems 10 y 15 con
intervalos limítrofes a 0,70 en los criterios relevancia y representatividad y solo al ítem 16 en el criterio
relevancia y claridad, mientras que los ítems 7, 12 la conjunción y 13 presentaron índices limítrofes de 0,71
solo en el criterio claridad.
Tabla 2. Coeficientes V de Aiken (IC del 95 %, n = 8)
Nota: M: media aritmética, DE: desviación estándar, V es el coeficiente V de Aiken, Low – Up: son intervalos de confianza inferior
y superior respectivamente.
Evidencia de validez basada en el constructo
La figura 1 muestra un mapa de calor basado en la matriz policórica de los 16 ítems. Se evidencia que los
ítems del 1 al 6 presentaron correlaciones más altas con coeficientes que oscilan entre 0,47 y 0,88, la segunda
zona significativamente correlacionada se encuentra entre los ítems 7 al 11 con coeficientes de correlación
entre 0,55 y 0,76 mientras que la tercera zona entre los ítems 12 al 16 mostro correlación entre 0,37 y 0,61,
lo que evidencia una esperada agrupación de ítems por cada factor muy similar a lo esperado teóricamente,
no obstante, los ítems 12, 14 y 16 mostraron correlaciones entre 0,44 y 0,67 con los ítems del primer factor,
agrupación no previsible estadísticamente.
Figura 1. Matriz policórica
Nota: Los cuadrantes en rojo indican la agrupación esperada desde el enfoque teórico, no representa un análisis adyacente a la
matriz policórica, el valor cercano a 1 se presenta de color azul; mientras que, el rojo al -1 y un color tenue o blanco representa
coeficientes ínfimos.
Análisis factorial exploratorio
El análisis factorial exploratorio obtenido a partir del 50 % inicial de los encuestados dio como resultado una
solución factorial de tres dimensiones con KMO de 0,903 con prueba de esfericidad de Bartlett de 0,000, esta
solución logró explicar el 56,7 % de la varianza con los 16 ítems muy similares a la matriz policórica y teórica
donde el factor 1 se conformó por los ítems 1 al 6, el factor 2 por los ítems 7 al 11, el factor 3 por los ítems
13 y 15 sin embargo los ítems 12, 14 y 16 mostraron cargas más altas dentro del factor 1, al verificar las
cargas superiores a 0.2 se encontró que estos ítems saturan el F3 con cargas de 0,357, 0,270 y 0,229
respectivamente.
Tabla 3. Cargas de los Factores
Nota: El método de rotación aplicado fue oblimin.
Análisis factorial confirmatorio
La tabla 4 presenta los índices de ajuste del modelo obtenidos mediante AFC utilizando modelos de ecuaciones
estructurales. El modelo 1 procesado por rotación oblicua mostró índices de ajuste de modelo, sin embargo al
observar las cargas factoriales y residuos asociados a cada ítem (ver figura 2A) encontramos que el ítem 15
alcanzó un residuo de 0,72, al excluirlo generamos un segundo modelo con mejores índices (TLI = 0,995,
CFI = 0,996, GFI = 0,996, NFI = 0,995, SRMR = 0,046 y RMSEA = 0,051), no obstante, encontramos que
el ítem 13 demostró un residuo de 0,71 (ver figura 2-b) lo que motivo a la exclusión del ítem 13 generando
un tercer modelo con índices de ajuste esperados. A pesar de esto, el modelo 2 se presenta como el más
adecuado, decisión que se discute más adelante.
Tabla 4. Índices de ajuste por CFA
Nota: El modelo 1 se procesó con una estructura basada en tres dimensiones con 16 ítems, el modelo 2 tiene 3 dimensiones con 15
ítems ya que se excluye al ítem 15, el modelo 3 tiene 3 dimensiones sin los ítems 13 y 15. Todos los modelos se procesaron con
rotación oblicua. (*) se trata del modelo elegido como adecuado.
Figura 2. Semplot de los modelos 1 y 2
A)
B)
Invarianza métrica
no sobrepasan 0.01 entre cada método de contraste; esto indica que la escala es equivalente entre varones y
mujeres, así como por edades entre 14 a 15 años y entre 16 y17 años.
Tabla 5. Invarianza métrica por sexo (Masculino = 552, Femenino = 484) y por edad (14 - 15 años = 622,
16 - 17 años = 414)
Confiabilidad por consistencia interna
Se aplicó el coeficiente omega de McDonald en su versión unidimensional con intervalos de confianza del
95 % lo que mostró que la primera dimensión, denominada “Creencias erróneas acerca del control del peso
cuanto a la dimensión “Experimentación de emociones agradables al comer” se evidencio una adecuada
confianza de 0,754 a 0,798.
Tabla 6. Confiabilidad por consistencia interna por factor
DISCUSIÓN
El presente estudio tuvo como objetivo adaptar y validar el cuestionario de emociones y creencias acerca de
la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la región de Puno, considerando el creciente riesgo de
adolescentes presenta algún tipo de TCA, lo cual evidencia la necesidad de contar con herramientas adecuadas
para su detección.
(52)
El CECAP busca evaluar emociones y creencias vinculadas a la alimentación, variables
que, según investigaciones previas, están asociadas al desarrollo de conductas alimentarias desadaptativas.
(53,54)
En este estudio, se buscó asegurar que el CECAP adaptado al contexto peruano realmente mida lo que se
propone, por lo cual se evaluó su validez basada en el contenido. Para ello, se utilizó el coeficiente V de
Aiken, poniendo especial atención en que los ítems fueran claros, relevantes y representativos. Diversos
autores, como Charter
(55)
y Ventura-León,
(56)
sugieren que el umbral de 0,70 para V de Aiken es adecuado
para validar la calidad de los ítems durante la adaptación transcultural. Por ello, la revisión individual de
ítems con valores cercanos al umbral asegura no solo el cumplimiento de estándares estadísticos, sino
también la pertinencia cultural y conceptual del instrumento, fortaleciendo su utilidad práctica en la población
peruana.
Además, se evaluó la validez basada en el constructo del CECAP, utilizando la matriz policórica, una técnica
especialmente recomendada para examinar la estructura interna de escalas tipo Likert.
(57,58)
Los resultados
revelaron tres factores bien definidos que respaldan la estructura teórica original del instrumento, lo que
sugiere que la adaptación al contexto peruano ha sido adecuada.
(17)
No obstante, algunas correlaciones entre
grupos de ítems distintos podrían estar reflejando particularidades culturales o dimensiones compartidas,
algo común en procesos de adaptación transcultural.
(59)
En conjunto, estos hallazgos refuerzan la validez del
constructo y abren la puerta a futuros estudios confirmatorios que permitan seguir afinando la estructura del
instrumento en distintos contextos.
(60)
En cuanto a los hallazgos obtenidos en el Análisis Factorial Exploratorio (AFE) evidenciaron una estructura
tridimensional adecuada, sustentada por un índice de adecuación muestral KMO de 0,903 y una prueba de
esfericidad de Bartlett significativa lo que respalda la pertinencia del análisis y adecuación de los datos para
la reducción factorial.
(61)
Simultáneamente, se utilizó también el método de estimación de mínimos cuadrados
no ponderados (ULS) sobre la matriz de correlaciones policóricas, el cual es recomendado para variables
ordinales como Likert.
(57,62)
De este modo, se realizó el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC), el cual muestra índices de ajuste obtenidos
(CFI = 0,979, TLI = 0,975, RMSEA = 0,058, SRMR = 0,057) se encuentran dentro de los rangos adecuados,
lo que indica que el modelo presenta un buen ajuste.
(1)
Así también, en comparación al instrumento original
muestra resultados favorables, lo que sugiere que la estructura del instrumento es funcional en ambos contextos
culturales.
(17)
En cuanto a las modificaciones del instrumento, se optó por la eliminación del ítem 15 (“Me fijo en el peso
de las personas”), debido a que presentó un residuo estandarizado de 0,72. Aunque el valor no supera el
umbral ya establecido para ser considerado un mal ajuste local (+2,5), sí refleja una discrepancia resaltante
que sugiere una inconsistencia entre el modelo teórico y los datos obtenidos.
(63)
No solo resalta la consideración
estadística, el ítem no reflejaba adecuadamente la intención evaluativa de la dimensión “Importancia que se
le otorga al peso corporal”, ya que hace referencia a una observación externa del peso ajeno, mientras que los
demás ítems de la dimensión se enfocan en creencias internalizadas y autorreferencias acerca del propio
peso, aspecto fundamental en la construcción de la autoimagen corporal.
(17)
Según Ramos et al.
(64)
detalla que la percepción del peso corporal se relaciona estrechamente con la autoestima
y las emociones hacia uno mismo, y no con actitudes evaluativas hacia las demás personas como hace
referencia este ítem. En este sentido, aunque el ítem 13 (“Pienso que el peso de las personas es importante”),
presentó un residuo de 0,71, fue conservado debido a que mantiene mejor ajuste teórico con la dimensión
relacionada al valor asignado al peso corporal en la experiencia personal
(63)
. Asimismo, cabe resaltar que se
respetó el criterio técnico que recomienda mantener un mínimo de cuatro ítems por factor para asegurar
estabilidad en la estimación del constructo y un modelo con mayor consistencia estructural.
(65)
Para comprobar que el CECAP funciona de manera consistente entre diferentes grupos, se realizó un análisis
de invarianza métrica. Los resultados mostraron que la estructura del instrumento se mantiene estable según
el género y la edad, en adolescentes de la región de Puno. El modelo de tres dimensiones y 15 ítems presentó
y los cambios observados entre los modelos configural, métrico, escalar y estricto fueron mínimos,
cumpliendo los estándares propuestos por Chen.
(66)
Los resultados obtenidos coinciden con investigaciones que han confirmado la estabilidad factorial de
instrumentos similares en adolescentes. Perpiña et al.
(37)
validó la Emotional Eating Scale for Children and
Adolescents, confirmando su estructura mediante análisis factorial confirmatorio. De manera similar, Lobera
et al.
(38)
adaptó la versión española de la Irrational Food Beliefs Scale, identificando dimensiones bien definidas
y con adecuados indicadores de validez. En conjunto, estas evidencias refuerzan la solidez del CECAP como
un instrumento útil y confiable para comparar creencias y emociones relacionadas con la alimentación y el
peso en distintos grupos, minimizando posibles sesgos de interpretación.
En cuanto a la confiabilidad, el CECAP fue evaluado mediante el coeficiente omega de McDonald, obteniendo
valores sólidos en cada de sus dimensiones: “Creencias erróneas acerca del control del peso corporal”
Kalogiratou et al.
(40)
Lobera et al.
(38)
adaptaron una escala sobre creencias irracionales alimentarias en adolescentes, reportando
buena consistencia interna y estructura factorial clara.
En conjunto, estos hallazgos respaldan de manera sólida la fiabilidad del CECAP en la población adolescente,
posicionándolo como una herramienta adecuada para evaluar creencias y emociones sobre la alimentación y
peso. En cuanto a la estimación de la consistencia interna, se optó por utilizar el omega de McDonald, a
diferencia de estudios previos que emplearon el alfa de Cronbach, ya que proporciona estimaciones más
precisas en presencia de cargas factoriales desiguales o estructuras multidimensionales. Como sostiene
Ventura-León
(56)
, el alfa de Cronbach puede generar estimaciones poco confiables, recomendando el uso del
omega como una alternativa más sólida y actualizada.
En cuanto a las limitaciones del estudio, destaca el uso de un muestreo no probabilístico, lo cual restringe la
generalización de los resultados a la población adolescente en conjunto. Adicionalmente, la recolección de
datos mediante autoinforme podría haber estado influenciada por la deseabilidad social; no obstante, se
intentó mitigar este sesgo mediante la sensibilización previa de los participantes respecto a la importancia de
brindar respuestas honestas.
Finalmente, la aplicación del cuestionario se limitó a adolescentes de instituciones educativas de Puno y
Juliaca, lo que podría restringir la representatividad de los hallazgos en relación con la diversidad cultural,
lingüística y socioeconómica presente en otras regiones del país. Por ello, se recomienda que en futuras
investigaciones se utilice una muestra más amplia y representativa, a fin de obtener resultados que reflejen
con mayor precisión dicha diversidad en otras provincias o regiones del país.
CONCLUSIONES
El presente estudio evidenció que la versión adaptada del Cuestionario de Emociones y Creencias sobre la
Alimentación y el Peso (CECAP) presenta adecuadas propiedades psicométricas en adolescentes de la región
de Puno, Perú. La evidencia de validez de contenido mostró vales de V de Aiken superiores a 0,70, lo que
indica una adecuada claridad y pertinencia cultural de los ítems. En cuanto a la validez de constructo, análisis
factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el análisis factorial confirmatorio (CFI = 0,979;
TLI = 0,975; RMSEA = 0,058; SRMR = 0,057) corroboraron una estructura tridimensional consistente con
Finalmente, los coeficientes de omega de McDonald, con valores 0,776 y 0,895, reflejaron una adecuada
consistencia interna en todas las dimensiones del instrumento.
En términos generales, los resultados respaldan el uso del CECAP como un instrumento válido, fiable y
culturalmente pertinente para la evaluación de creencias y emociones alimentarias en adolescentes andinos.
Su implementación en ámbitos educativos y de salud mental favorece la identificación y prevención de
conductas alimentarias de riesgo asociadas a trastornos de la conducta alimentaria. Se sugiere que futuras
investigaciones amplíen el tamaño muestral e incorporen variables contextuales, como el entorno familiar y
las condiciones socioeconómicas, a fin de lograr una comprensión más integral de este fenómeno.
Financiamiento: la investigación fue financiada por los propios autores.
Agradecimientos: Se agradece a los adolescentes y docentes de las instituciones educativas de Puno y Juliaca
por su participación y colaboración durante el desarrollo del estudio.
Conflictos de intereses: Los autores declaran que no existe ningún conflicto de interés financiero, personal o
institucional que pudiera haber influido en los resultados o la interpretación del presente estudio.
Declaración de contribución:Todos los autores contribuyeron de manera equitativa en la concepción, del
estudio, el diseño metodológico, la recolección de datos, el análisis, la interpretación de resultados y la redacción
del manuscrito. Además, revisaron críticamente el contenido, aprobaron la versión final y asumen responsabilidad
conjunta por la integridad y exactitud del trabajo presentado.
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Adaptación y validación del Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el
Peso (CECAP)
Adaptation and validation of the emotions and beliefs about eating and weight questionnaire
(CECAP)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.02
Autores:
Winston Yoel Flores Yana - https://orcid.org/0009-0009-4987-5290
Meljhi Nikol Choquecahua Espinoza - https://orcid.org/0009-0006-8188-7505
Danaly Ceydi Mamani Mamani - https://orcid.org/0009-0004-7823-5093
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Puno, Perú.
Autor de correspondencia: Winston Yoel Flores Yana. Universidad Peruana Unión, Juliaca, Puno, Perú.
Dirección postal: Salida Arequipa, Km 6, Chullunquiani, Juliaca, Perú. Email: winston.flores@upeu.edu.pe.
Teléfono: +51 973733898.
Recibido: 15 de octubre de 2025 Aceptado: 06 de marzo de 2026
RESUMEN
El objetivo del estudio fue adaptar y validar el Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación
y el Peso (CECAP) en adolescentes de la región de Puno, Perú. Participaron 2 072 estudiantes de entre 14 a
18 años, seleccionados mediante un muestreo no probabilístico. La validez de contenido, medida con el
coeficiente V de Aiken, mostró valores por encima de 0.70, lo que evidenció la claridad y pertinencia de los
ítems. El análisis factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el confirmatorio (CFI = 0,996;
TLI = 0,995; RMSEA = 0,051; SRMR = 0,046) mostraron una estructura de tres dimensiones, consistente y
bien alineada con el modelo teórico original. Además, se revisó su la estructura factorial se mantenía igual
apuntaron a una adecuada consistencia interna. En resumen, la versión adaptada del CECAP muestra propiedades
psicométricas apropiadas y resulta valida y confiable, así que puede usarse como una herramienta útil para
evaluar las creencias y las emociones sobre la alimentación y el peso en adolescentes peruanos.
Palabras clave: emociones; adolescente; conducta alimentaria.
ABSTRACT
The aim of this study was to adapt and validate the Questionnaire of Emotions and Beliefs about Food and
Weight (CECAP) in adolescents from the Puno region of Peru. A total of 2,072 students aged 14 to 18 years
participated, selected using non-probability sampling. Content validity, measured using Aiken's V coefficient,
showed values above 0.70, demonstrating the clarity and relevance of the items. Exploratory factor analysis
(KMO = 0.903; Bartlett p < 0.001) and confirmatory factor analysis (CFI = 0.996; TLI = 0.995; RMSEA = 0.051;
SRMR = 0.046) revealed a three-dimensional structure, consistent and well-aligned with the original theoretical
model. Furthermore, the factor structure was verified to be consistent across gender and age groups.
consistency. In summary, the adapted version of the CECAP shows appropriate psychometric properties
and is valid and reliable, so it can be used as a useful tool to assess beliefs and emotions about food and
weight in Peruvian adolescents.
Keywords: Emotions; Adolescent; Eating Behavior.
INTRODUCCIÓN
Las enfermedades no transmisibles ocasionan aproximadamente de cinco millones de muertes al año.
(1)
En
este contexto, se estima que más de 390 millones de jóvenes en el mundo presentan sobrepeso, lo que refleja
una problemática de alcance global.
(2)
En un estudio español con 4 362 adolescentes, se identificó que el 9,6 %
de las chicas y el 1,7 % de los chicos mostraron indicios de trastornos alimentarios, reflejando una mayor
preocupación femenina por la imagen corporal.
(3)
Estos resultados permiten comprender que la influencia de
las emociones en el comportamiento alimentario es relevante, ya que pueden modificar el apetito y la
frecuencia de consumo alimenticio, generando alteraciones en la ingesta.
(4)
Cuando dichas variaciones superan
la capacidad de autorregulación cognitiva y fisiológica, se asocian con riesgos para la salud.
(5)
En el Perú, el Seguro Social de Salud (EsSalud señalo que, durante la pandemia, los casos de trastornos de
conducta alimentaria en adolescentes llegaron a duplicarse, afectando incluso a menores desde los 11 años.
(6)
Asimismo, se estima que el 51 % de la población experimenta inseguridad alimentaria,
(7)
mientras que
aproximadamente el 5 % de los adolescentes presenta alteraciones nutricionales, con mayor prevalencia en
mujeres jóvenes.
(8)
En este contexto, el estigma relacionado con el peso corporal se asocia con la alimentación
emocional, definida como la tendencia a aumentar o reducir la ingesta frente a emociones como la ira,
miedo, tristeza o la ansiedad.
(9)
Estas emociones negativas se relacionan con patrones alimentarios como
adaptativos, entre ellos la sobrealimentación emocional, la cual favorece el consumo elevado de alimentos
altos en grasa y azúcares y limita la capacidad de autoregular la ingesta.
(10)
De manera complementaria, se ha evidenciado que el estrés emocional también incrementa los niveles de
cortisol, lo que puede influir en la elección de alimentos poco saludables como forma de aliviar el malestar.
(11)
Esta dinámica se agrava por la exposición constante al estigma del peso, que eleva el cortisol y fomenta la
preferencia por alimentos calóricos, reforzando los patrones de alimentación emocional.
(12)
A pesar de ello,
el estigma del peso no solo se vincula con la alimentación emocional, sino también con un mayor aislamiento
social y una menor búsqueda de apoyo emocional, intensificando el ciclo de malestar psicológico y los
comportamientos alimentarios desadaptativos.
(13)
La conducta alimentaria está influida por factores socioculturales, creencias, entorno y emociones, los cuales
determinan los hábitos adquiridos en la infancia, lo que condiciona las prácticas alimentarias actuales.
(14)
Estudios realizados en el Perú señalan que los adolescentes presentan un alto riesgo nutricional, enfrentando
problemáticas como el sobrepeso, la obesidad y la anemia, y evidencian la escasez de investigaciones que
analicen los factores socioculturales que influyen en los hábitos alimentarios. Esta situación limita y dificulta
el desarrollo en la implementación de intervenciones en la salud pública que sean pertenecientes desde el
punto de vista cultural.
(15)
Del mismo modo, se ha reconocido que factores individuales, como dificultades
económicas para el acceso de alimentos y la preocupación por el aspecto físico, influyendo significativamente
en las conductas alimentarias de los adolescentes.
(16)
En este sentido, es fundamental abordar el estigma
asociado al peso desde un enfoque integral, considerando tanto aspectos psicológicos como los procesos
fisiológicos.
(17)
En relación con las emociones acerca de la alimentación y el peso, las diferentes reacciones emocionales
tienen efectos significativos a la hora de la ingesta de alimentos, lo cual provoca que el individuo ingiera una
cantidad excesiva de alimentos o viceversa, afectando sus hábitos alimenticios.
(18)
Estas investigaciones
abordan sobre estados emocionales negativos como el miedo o la depresión.
(19,20)
Un análisis psicosomático
ha demostrado que las personas con TCA consumen o dejan de consumir alimentos, ante emociones negativas
como una conducta aprendida orientada a disminuir el malestar emocional.
(21)
Como el comer en exceso en
respuesta a emociones negativas, como la ansiedad o irritabilidad emocional.
(22)
Respecto a las creencias acerca de la alimentación y el peso, se han revisado varios estudios los cuales señalan
que la percepción de la imagen corporal es generada en su mayoría por estereotipos o problemas sociales,
que afectan tanto a los adolescentes como adultos;
(23,24)
asimismo, hace alusión a creencias erróneas, referente
al peso y la alimentación que se asocian con conductas de restricción o exceso alimentario.
(17)
Diversos
medios de comunicación fomentan estereotipos de belleza irrealizables, creando una presión social que
impacta particularmente a los adolescentes y adultos jóvenes.
(25)
Creencias erróneas acerca del control del peso corporal, la autopercepción de una persona no siempre
manifiesta la realidad, dado que el peso está influenciado por muchos factores, como la edad, el género, la
familia, los compañeros, los medios y el origen étnico
(26)
La insatisfacción con la imagen corporal, el disgusto
por el cuerpo y el desdén pueden contribuir a los efectos negativos del aumento de peso en la salud.
(27)
La
forma en que percibimos nuestro peso influye significativamente en cómo nos sentimos con nosotros
mismos, cuando creemos que tener sobrepeso u obesidad es un reflejo de cualidades negativas que puede
dañarnos significativamente en nuestra autoestima.
(28)
Experimentación de emociones agradables al comer, la motivación humana para comer, así como la cantidad,
frecuencia y elección del consumo de alimentos, están influenciadas por variables que no están directamente
relacionadas con las necesidades fisiológicas ni con el valor nutricional de los alimentos, lo cual conlleva a
que cuando las personas hacen referencia a una emoción negativa dan por consecuencia a la ingesta impulsiva;
por otro lado, cuando prevalecen las emociones positivas, el aumento de la alimentación les proporciona
placer.
(29,30)
Adicionalmente, se ha comprobado que una emoción positiva también provoca una mayor ingesta
de alimentos no solo por el placer de consumir los alimentos
(31)
La importancia que se otorga al peso corporal es un asunto altamente ético en el debate público y en la
medicina.
(32–34)
Las normas sociales dictan que tener bajo peso o un peso "normal" es saludable, y los críticos
tratan a las personas con sobrepeso y obesidad: se les atribuye con frecuencia una carga moral, puesto que un
elemento central de la moralidad es que las características personales deseables dictan que el peso debe
ajustarse a estándares sociales predeterminados, por lo que emergen las cualidades morales del esfuerzo y el
autocontrol.
(32,35)
De esta forma, la creencia social de que el peso es controlable y que el exceso de peso refleja
inmoralidad por falta de esfuerzo y autocontrol es muy común tanto en la población general como en personas
que padecen obesidad.
(32,36)
En Europa, específicamente en España se validó el instrumento EES-C aplicada a 199 participantes de 9 a 16
años, confirmó un modelo factorial de cinco dimensiones (CFI = 0,935; GFI = 0,850; AGFI = 0,816; SRMR = 0,066;
(37)
Así también el instrumento IFBS
administrado a 323 jóvenes de 12 a 20 años, presentó una estructura bifactorial con adecuada medida muestral
con indicadores psicológicos y de salud.
(38)
En Barcelona, el EEQ validado en 354 sujetos de 12 a 39 años mostró consistencia interna adecuada en sus
(39)
En Grecia, la
EES-C validada en 139 estudiantes de 9 a 14 años, el AFE explicó el 47,67 % de la varianza total, con
indicadores de adecuación muestral satisfactorios (KMO = 0,869; Bartlett p < 0,001) y con alta consistencia
(40)
Otra versión adaptada de la EES-C en Turquía aplicada a 576 niños y adolescentes
CFI = 0,97), confirmando la robustez psicométrica del instrumento.
(41)
Por otra parte, diversos estudios realizados en América Latina respaldan la validez de estas escalas en distintos
contextos por ejemplo en México el instrumento CECAP, con 1 833 adolescentes de 14 a 18 años mostró
(17)
Y finalmente en Chile el instrumento
CFPQ-Teen aplicado a 473 adolescentes mostró un modelo de cuatro factores con buen ajuste (CFI = 0,965;
invariancia métrica y escalar por género, sin diferencias significativas entre hombres y mujeres.
(42)
Con base a lo expuesto, las bondades del instrumento que se pretende adaptar al contexto peruano, no se
centra en las patologías asociados a los TCA, como muchos otros instrumentos lo realizan; sino, lo que se
busca con este instrumento es indagar las creencias y emociones tanto positivas como negativas sobre la
alimentación y el peso que muchas veces son el detonante de los TCA, que tienen un mayor impacto en los
adolescentes y adultos jóvenes, facilitando la intervención temprana de dicha problemática.
(17)
Por ello, el
objetivo general de la presente investigación fue adaptar y analizar las propiedades psicométricas del
Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el Peso (CECAP) al contexto peruano
y analizar la validez y confiabilidad en jóvenes de la región de Puno; asimismo, tiene como objetivos
específicos determinar la validez de contenido, constructo, la confiabilidad y la invarianza métrica del
cuestionario de emociones y creencias acerca de la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la
región de Puno.
MÉTODO
La investigación es de enfoque psicométrico, centrada en analizar las propiedades psicométricas del instru-
mento, mediante su aplicación, el análisis de puntajes e interpretación de resultados. Asimismo, se empleó
un diseño no experimental, ya que no implica la manipulación de variables, y corresponde a un corte trans-
versal, ya que busca recopilar y analizar datos de un sector de la población en un momento específico.
(43)
Participantes
La población estuvo constituida por jóvenes de las ciudades de Puno y Juliaca, ubicadas en el sur del Perú.
Dicha población es finita, ya que corresponde a un número determinado de estudiantes matriculados en
instituciones educativas de nivel secundario en ambas ciudades durante el año de aplicación del estudio. De
esta población se obtuvo una muestra de 2 072, de los cuales 537 correspondieron a la ciudad de Puno y 1
535 a Juliaca. La muestra se seleccionó mediante un muestreo no probabilístico, de tipo por conveniencia
basado en los criterios de selección y recursos de los investigadores.
(44)
Asimismo, este tamaño muestral
resulta mayor al estándar recomendado para análisis factoriales, que recomienda contar con 20 participantes
por ítem;
(45)
considerando que el instrumento posee 16 ítems, el tamaño mínimo requerido sería 320
participantes, cifra ampliamente superada por la muestra del presente estudio.
Para participar en el estudio se tomó como primer requisito el consentimiento y asentimiento informado, en
la misma línea, los candidatos debían tener entre 14 a 18 años, ambos sexos y que residieron durante la
evaluación en las ciudades de Puno y Juliaca, no se permitió la participación de personas con una nacionalidad
distinta a la peruana, ni de aquellas con alguna discapacidad permanente o temporal que les impidiera
comprender y responder adecuadamente las preguntas. Finalmente, se excluyeron las encuestas que estuvieron
incompletas o que tuvieran respuestas sesgadas en una sola categoría.
Instrumento
El instrumento adaptado en el contexto peruano fue el Cuestionario de emociones y creencias acerca de la
alimentación y el peso (CECAP). Dicho cuestionario es originario de la Ciudad de México y fue creado por
Silva y Gonzáles
(17)
. Este instrumento permite identificar con mayor comprensión las razones que explican
la sobreingesta o subingesta en adolescentes (14 a 18 años), considerando que, en muchos casos, podrían
estar influenciados por creencias inadecuadas o utilizando una alimentación como una estrategia disfuncional
de regulación emocional. El instrumento original consta de tres dimensiones y 16 ítems compuesto por la
escala tipo Likert (Nunca = 1, Algunas veces = 2, Con frecuencia = 3, Siempre = 4). El instrumento muestra
evidencias de validez adecuadas, así también se ha encontrado apropiados índices de bondad de ajuste
-
(17)
Análisis de datos
Dado que el instrumento original se encuentra en idioma español, no fue necesario realizar un proceso de
traducción. No obstante, se llevó a cabo un proceso de adaptación cultural mediante evaluación de validez
de contenido por siete jueces expertos, con el objetivo de verificar la claridad, pertinencia y adecuación
cultural de los ítems al contexto peruano; complementariamente, se usó la fórmula de Penfield y Giacobbi
(46)
al 95 % de confianza bajo un criterio conservador
(47)
que exige que los intervalos de confianza inferiores sean
mayores de 0,7; en cuanto al análisis factorial exploratorio y confirmatorio se optó por dividir los datos en
submuestras equivalentes de 1 036 participantes para cada análisis. El análisis factorial exploratorio exige el
estudio de la linealidad, normalidad y multicolinealidad
(48)
las mismas que se comprobaron mediante una
matriz de correlaciones policóricas (Figura 1). No obstante, para la normalidad se usó la recomendación de
Ferrando y Anguiano-Carrasco
(49)
para comprobar la normalidad multivariada, el análisis arrojó un valor de
inferior al 0,05 que demuestra no normalidad, el mencionado resultado junto a la naturaleza ordinal de los
ítems, se optó por utilizar mínimos cuadrados ordinarios como método de factorización. En cuanto a los
hallazgos del AFC de trabajaron con el estimador WLSMV usando el software R Studio con el paquete
Lavaan, asimismo se optó por un método de rotación oblicua con índices de ajuste como CFI > 0,95; GFI > 0,93;
TLI > 0,90, RMSEA < 0,05, SRMR < 0,08.
(50)
En este sentido, se estimó la confiabilidad por consistencia interna
mediante el coeficiente omega de McDonald por ser un análisis de confiabilidad por consistencia interna
REE 20(2) Riobamba may. - ago. 2026
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menos sensible a la cantidad de ítems.
(51)
Adicionalmente, se optó por someter el test a procesos de invarianza
métrica por CFA así como determinar baremos para la interpretación de la prueba con base a percentiles.
RESULTADOS
Análisis sociodemográfico
En este estudio participaron 2 072 adolescentes de entre 14 y 17 años, con una proporción ligeramente mayor
de varones (55, 5 %, n = 1 149) en comparación con las mujeres (44, 5 %, n = 923). Más de la mitad tenía
una edad entre 14 y 15 años (59, 9 %, n = 1241) y cursaba el tercer año de secundaria (36, 3 %). La mayoría
provenía de instituciones educativas públicas (84, 5 %, n = 1 751) y vivía con ambos padres (77, 5 %, n = 1605),
lo que sugiere un contexto familiar mayormente estable. En cuanto a su lugar de residencia, tres de cada
cuatro adolescentes residían en la ciudad de Juliaca (73, 7 %, n = 1 527), lo que refleja una predominante
concentración urbana de la muestra.
Tabla 1. Características sociodemográficas de los participantes (N = 2 072)
Nota: F = frecuencia; % = porcentaje. Los porcentajes han sido redondeados a un decimal, por lo que no pueden sumar exactamente
100 %.
Evidencias de validez basada en el contenido
La tabla 2 muestra los índices de validez basados en el contenido del instrumento de 16 ítems. Se encontró
que el 93,75 % de los ítems (15 ítems) demostraron ser claros, importantes para evaluar el constructo y
pertinentes en la dimensión correcta, ya que los limites inferiores del intervalo (Low) se encontraron por
encima de 0,70 valor requerido por un criterio más conservador,
(46)
no obstante, el ítem 2 demostró un intervalo
igual a 0,60 en el criterio relevancia. Otros detalles más específicos identificaron a los ítems 10 y 15 con
intervalos limítrofes a 0,70 en los criterios relevancia y representatividad y solo al ítem 16 en el criterio
relevancia y claridad, mientras que los ítems 7, 12 la conjunción y 13 presentaron índices limítrofes de 0,71
solo en el criterio claridad.
Tabla 2. Coeficientes V de Aiken (IC del 95 %, n = 8)
Nota: M: media aritmética, DE: desviación estándar, V es el coeficiente V de Aiken, Low – Up: son intervalos de confianza inferior
y superior respectivamente.
Evidencia de validez basada en el constructo
La figura 1 muestra un mapa de calor basado en la matriz policórica de los 16 ítems. Se evidencia que los
ítems del 1 al 6 presentaron correlaciones más altas con coeficientes que oscilan entre 0,47 y 0,88, la segunda
zona significativamente correlacionada se encuentra entre los ítems 7 al 11 con coeficientes de correlación
entre 0,55 y 0,76 mientras que la tercera zona entre los ítems 12 al 16 mostro correlación entre 0,37 y 0,61,
lo que evidencia una esperada agrupación de ítems por cada factor muy similar a lo esperado teóricamente,
no obstante, los ítems 12, 14 y 16 mostraron correlaciones entre 0,44 y 0,67 con los ítems del primer factor,
agrupación no previsible estadísticamente.
Figura 1. Matriz policórica
Nota: Los cuadrantes en rojo indican la agrupación esperada desde el enfoque teórico, no representa un análisis adyacente a la
matriz policórica, el valor cercano a 1 se presenta de color azul; mientras que, el rojo al -1 y un color tenue o blanco representa
coeficientes ínfimos.
Análisis factorial exploratorio
El análisis factorial exploratorio obtenido a partir del 50 % inicial de los encuestados dio como resultado una
solución factorial de tres dimensiones con KMO de 0,903 con prueba de esfericidad de Bartlett de 0,000, esta
solución logró explicar el 56,7 % de la varianza con los 16 ítems muy similares a la matriz policórica y teórica
donde el factor 1 se conformó por los ítems 1 al 6, el factor 2 por los ítems 7 al 11, el factor 3 por los ítems
13 y 15 sin embargo los ítems 12, 14 y 16 mostraron cargas más altas dentro del factor 1, al verificar las
cargas superiores a 0.2 se encontró que estos ítems saturan el F3 con cargas de 0,357, 0,270 y 0,229
respectivamente.
Tabla 3. Cargas de los Factores
Nota: El método de rotación aplicado fue oblimin.
Análisis factorial confirmatorio
La tabla 4 presenta los índices de ajuste del modelo obtenidos mediante AFC utilizando modelos de ecuaciones
estructurales. El modelo 1 procesado por rotación oblicua mostró índices de ajuste de modelo, sin embargo al
observar las cargas factoriales y residuos asociados a cada ítem (ver figura 2A) encontramos que el ítem 15
alcanzó un residuo de 0,72, al excluirlo generamos un segundo modelo con mejores índices (TLI = 0,995,
CFI = 0,996, GFI = 0,996, NFI = 0,995, SRMR = 0,046 y RMSEA = 0,051), no obstante, encontramos que
el ítem 13 demostró un residuo de 0,71 (ver figura 2-b) lo que motivo a la exclusión del ítem 13 generando
un tercer modelo con índices de ajuste esperados. A pesar de esto, el modelo 2 se presenta como el más
adecuado, decisión que se discute más adelante.
Tabla 4. Índices de ajuste por CFA
Nota: El modelo 1 se procesó con una estructura basada en tres dimensiones con 16 ítems, el modelo 2 tiene 3 dimensiones con 15
ítems ya que se excluye al ítem 15, el modelo 3 tiene 3 dimensiones sin los ítems 13 y 15. Todos los modelos se procesaron con
rotación oblicua. (*) se trata del modelo elegido como adecuado.
Figura 2. Semplot de los modelos 1 y 2
A)
B)
Invarianza métrica
no sobrepasan 0.01 entre cada método de contraste; esto indica que la escala es equivalente entre varones y
mujeres, así como por edades entre 14 a 15 años y entre 16 y17 años.
Tabla 5. Invarianza métrica por sexo (Masculino = 552, Femenino = 484) y por edad (14 - 15 años = 622,
16 - 17 años = 414)
Confiabilidad por consistencia interna
Se aplicó el coeficiente omega de McDonald en su versión unidimensional con intervalos de confianza del
95 % lo que mostró que la primera dimensión, denominada “Creencias erróneas acerca del control del peso
cuanto a la dimensión “Experimentación de emociones agradables al comer” se evidencio una adecuada
confianza de 0,754 a 0,798.
Tabla 6. Confiabilidad por consistencia interna por factor
DISCUSIÓN
El presente estudio tuvo como objetivo adaptar y validar el cuestionario de emociones y creencias acerca de
la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la región de Puno, considerando el creciente riesgo de
adolescentes presenta algún tipo de TCA, lo cual evidencia la necesidad de contar con herramientas adecuadas
para su detección.
(52)
El CECAP busca evaluar emociones y creencias vinculadas a la alimentación, variables
que, según investigaciones previas, están asociadas al desarrollo de conductas alimentarias desadaptativas.
(53,54)
En este estudio, se buscó asegurar que el CECAP adaptado al contexto peruano realmente mida lo que se
propone, por lo cual se evaluó su validez basada en el contenido. Para ello, se utilizó el coeficiente V de
Aiken, poniendo especial atención en que los ítems fueran claros, relevantes y representativos. Diversos
autores, como Charter
(55)
y Ventura-León,
(56)
sugieren que el umbral de 0,70 para V de Aiken es adecuado
para validar la calidad de los ítems durante la adaptación transcultural. Por ello, la revisión individual de
ítems con valores cercanos al umbral asegura no solo el cumplimiento de estándares estadísticos, sino
también la pertinencia cultural y conceptual del instrumento, fortaleciendo su utilidad práctica en la población
peruana.
Además, se evaluó la validez basada en el constructo del CECAP, utilizando la matriz policórica, una técnica
especialmente recomendada para examinar la estructura interna de escalas tipo Likert.
(57,58)
Los resultados
revelaron tres factores bien definidos que respaldan la estructura teórica original del instrumento, lo que
sugiere que la adaptación al contexto peruano ha sido adecuada.
(17)
No obstante, algunas correlaciones entre
grupos de ítems distintos podrían estar reflejando particularidades culturales o dimensiones compartidas,
algo común en procesos de adaptación transcultural.
(59)
En conjunto, estos hallazgos refuerzan la validez del
constructo y abren la puerta a futuros estudios confirmatorios que permitan seguir afinando la estructura del
instrumento en distintos contextos.
(60)
En cuanto a los hallazgos obtenidos en el Análisis Factorial Exploratorio (AFE) evidenciaron una estructura
tridimensional adecuada, sustentada por un índice de adecuación muestral KMO de 0,903 y una prueba de
esfericidad de Bartlett significativa lo que respalda la pertinencia del análisis y adecuación de los datos para
la reducción factorial.
(61)
Simultáneamente, se utilizó también el método de estimación de mínimos cuadrados
no ponderados (ULS) sobre la matriz de correlaciones policóricas, el cual es recomendado para variables
ordinales como Likert.
(57,62)
De este modo, se realizó el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC), el cual muestra índices de ajuste obtenidos
(CFI = 0,979, TLI = 0,975, RMSEA = 0,058, SRMR = 0,057) se encuentran dentro de los rangos adecuados,
lo que indica que el modelo presenta un buen ajuste.
(1)
Así también, en comparación al instrumento original
muestra resultados favorables, lo que sugiere que la estructura del instrumento es funcional en ambos contextos
culturales.
(17)
En cuanto a las modificaciones del instrumento, se optó por la eliminación del ítem 15 (“Me fijo en el peso
de las personas”), debido a que presentó un residuo estandarizado de 0,72. Aunque el valor no supera el
umbral ya establecido para ser considerado un mal ajuste local (+2,5), sí refleja una discrepancia resaltante
que sugiere una inconsistencia entre el modelo teórico y los datos obtenidos.
(63)
No solo resalta la consideración
estadística, el ítem no reflejaba adecuadamente la intención evaluativa de la dimensión “Importancia que se
le otorga al peso corporal”, ya que hace referencia a una observación externa del peso ajeno, mientras que los
demás ítems de la dimensión se enfocan en creencias internalizadas y autorreferencias acerca del propio
peso, aspecto fundamental en la construcción de la autoimagen corporal.
(17)
Según Ramos et al.
(64)
detalla que la percepción del peso corporal se relaciona estrechamente con la autoestima
y las emociones hacia uno mismo, y no con actitudes evaluativas hacia las demás personas como hace
referencia este ítem. En este sentido, aunque el ítem 13 (“Pienso que el peso de las personas es importante”),
presentó un residuo de 0,71, fue conservado debido a que mantiene mejor ajuste teórico con la dimensión
relacionada al valor asignado al peso corporal en la experiencia personal
(63)
. Asimismo, cabe resaltar que se
respetó el criterio técnico que recomienda mantener un mínimo de cuatro ítems por factor para asegurar
estabilidad en la estimación del constructo y un modelo con mayor consistencia estructural.
(65)
Para comprobar que el CECAP funciona de manera consistente entre diferentes grupos, se realizó un análisis
de invarianza métrica. Los resultados mostraron que la estructura del instrumento se mantiene estable según
el género y la edad, en adolescentes de la región de Puno. El modelo de tres dimensiones y 15 ítems presentó
y los cambios observados entre los modelos configural, métrico, escalar y estricto fueron mínimos,
cumpliendo los estándares propuestos por Chen.
(66)
Los resultados obtenidos coinciden con investigaciones que han confirmado la estabilidad factorial de
instrumentos similares en adolescentes. Perpiña et al.
(37)
validó la Emotional Eating Scale for Children and
Adolescents, confirmando su estructura mediante análisis factorial confirmatorio. De manera similar, Lobera
et al.
(38)
adaptó la versión española de la Irrational Food Beliefs Scale, identificando dimensiones bien definidas
y con adecuados indicadores de validez. En conjunto, estas evidencias refuerzan la solidez del CECAP como
un instrumento útil y confiable para comparar creencias y emociones relacionadas con la alimentación y el
peso en distintos grupos, minimizando posibles sesgos de interpretación.
En cuanto a la confiabilidad, el CECAP fue evaluado mediante el coeficiente omega de McDonald, obteniendo
valores sólidos en cada de sus dimensiones: “Creencias erróneas acerca del control del peso corporal”
Kalogiratou et al.
(40)
Lobera et al.
(38)
adaptaron una escala sobre creencias irracionales alimentarias en adolescentes, reportando
buena consistencia interna y estructura factorial clara.
En conjunto, estos hallazgos respaldan de manera sólida la fiabilidad del CECAP en la población adolescente,
posicionándolo como una herramienta adecuada para evaluar creencias y emociones sobre la alimentación y
peso. En cuanto a la estimación de la consistencia interna, se optó por utilizar el omega de McDonald, a
diferencia de estudios previos que emplearon el alfa de Cronbach, ya que proporciona estimaciones más
precisas en presencia de cargas factoriales desiguales o estructuras multidimensionales. Como sostiene
Ventura-León
(56)
, el alfa de Cronbach puede generar estimaciones poco confiables, recomendando el uso del
omega como una alternativa más sólida y actualizada.
En cuanto a las limitaciones del estudio, destaca el uso de un muestreo no probabilístico, lo cual restringe la
generalización de los resultados a la población adolescente en conjunto. Adicionalmente, la recolección de
datos mediante autoinforme podría haber estado influenciada por la deseabilidad social; no obstante, se
intentó mitigar este sesgo mediante la sensibilización previa de los participantes respecto a la importancia de
brindar respuestas honestas.
Finalmente, la aplicación del cuestionario se limitó a adolescentes de instituciones educativas de Puno y
Juliaca, lo que podría restringir la representatividad de los hallazgos en relación con la diversidad cultural,
lingüística y socioeconómica presente en otras regiones del país. Por ello, se recomienda que en futuras
investigaciones se utilice una muestra más amplia y representativa, a fin de obtener resultados que reflejen
con mayor precisión dicha diversidad en otras provincias o regiones del país.
CONCLUSIONES
El presente estudio evidenció que la versión adaptada del Cuestionario de Emociones y Creencias sobre la
Alimentación y el Peso (CECAP) presenta adecuadas propiedades psicométricas en adolescentes de la región
de Puno, Perú. La evidencia de validez de contenido mostró vales de V de Aiken superiores a 0,70, lo que
indica una adecuada claridad y pertinencia cultural de los ítems. En cuanto a la validez de constructo, análisis
factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el análisis factorial confirmatorio (CFI = 0,979;
TLI = 0,975; RMSEA = 0,058; SRMR = 0,057) corroboraron una estructura tridimensional consistente con
Finalmente, los coeficientes de omega de McDonald, con valores 0,776 y 0,895, reflejaron una adecuada
consistencia interna en todas las dimensiones del instrumento.
En términos generales, los resultados respaldan el uso del CECAP como un instrumento válido, fiable y
culturalmente pertinente para la evaluación de creencias y emociones alimentarias en adolescentes andinos.
Su implementación en ámbitos educativos y de salud mental favorece la identificación y prevención de
conductas alimentarias de riesgo asociadas a trastornos de la conducta alimentaria. Se sugiere que futuras
investigaciones amplíen el tamaño muestral e incorporen variables contextuales, como el entorno familiar y
las condiciones socioeconómicas, a fin de lograr una comprensión más integral de este fenómeno.
Financiamiento: la investigación fue financiada por los propios autores.
Agradecimientos: Se agradece a los adolescentes y docentes de las instituciones educativas de Puno y Juliaca
por su participación y colaboración durante el desarrollo del estudio.
Conflictos de intereses: Los autores declaran que no existe ningún conflicto de interés financiero, personal o
institucional que pudiera haber influido en los resultados o la interpretación del presente estudio.
Declaración de contribución:Todos los autores contribuyeron de manera equitativa en la concepción, del
estudio, el diseño metodológico, la recolección de datos, el análisis, la interpretación de resultados y la redacción
del manuscrito. Además, revisaron críticamente el contenido, aprobaron la versión final y asumen responsabilidad
conjunta por la integridad y exactitud del trabajo presentado.
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Categoría
F
%
Edad
14–15 años
1 241
59,9
16–17 años
831
40,1
Sexo
Masculino
1 149
55,5
Femenino
923
44,5
Grado
3º
752
36,3
4º
677
32,7
5º
643
31,0
Tipo de institución educativa
Pública
1 751
84,5
Privada
321
15,5
Vive con
Ambos padres
1 605
77,5
Madre soltera
332
16,0
Padre solo
69
3,3
Otro familiar
66
3,2
Lugar de residencia
Juliaca
1 527
73,7
Puno
545
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Adaptación y validación del Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el
Peso (CECAP)
Adaptation and validation of the emotions and beliefs about eating and weight questionnaire
(CECAP)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.02
Autores:
Winston Yoel Flores Yana - https://orcid.org/0009-0009-4987-5290
Meljhi Nikol Choquecahua Espinoza - https://orcid.org/0009-0006-8188-7505
Danaly Ceydi Mamani Mamani - https://orcid.org/0009-0004-7823-5093
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Puno, Perú.
Autor de correspondencia: Winston Yoel Flores Yana. Universidad Peruana Unión, Juliaca, Puno, Perú.
Dirección postal: Salida Arequipa, Km 6, Chullunquiani, Juliaca, Perú. Email: winston.flores@upeu.edu.pe.
Teléfono: +51 973733898.
Recibido: 15 de octubre de 2025 Aceptado: 06 de marzo de 2026
RESUMEN
El objetivo del estudio fue adaptar y validar el Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación
y el Peso (CECAP) en adolescentes de la región de Puno, Perú. Participaron 2 072 estudiantes de entre 14 a
18 años, seleccionados mediante un muestreo no probabilístico. La validez de contenido, medida con el
coeficiente V de Aiken, mostró valores por encima de 0.70, lo que evidenció la claridad y pertinencia de los
ítems. El análisis factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el confirmatorio (CFI = 0,996;
TLI = 0,995; RMSEA = 0,051; SRMR = 0,046) mostraron una estructura de tres dimensiones, consistente y
bien alineada con el modelo teórico original. Además, se revisó su la estructura factorial se mantenía igual
apuntaron a una adecuada consistencia interna. En resumen, la versión adaptada del CECAP muestra propiedades
psicométricas apropiadas y resulta valida y confiable, así que puede usarse como una herramienta útil para
evaluar las creencias y las emociones sobre la alimentación y el peso en adolescentes peruanos.
Palabras clave: emociones; adolescente; conducta alimentaria.
ABSTRACT
The aim of this study was to adapt and validate the Questionnaire of Emotions and Beliefs about Food and
Weight (CECAP) in adolescents from the Puno region of Peru. A total of 2,072 students aged 14 to 18 years
participated, selected using non-probability sampling. Content validity, measured using Aiken's V coefficient,
showed values above 0.70, demonstrating the clarity and relevance of the items. Exploratory factor analysis
(KMO = 0.903; Bartlett p < 0.001) and confirmatory factor analysis (CFI = 0.996; TLI = 0.995; RMSEA = 0.051;
SRMR = 0.046) revealed a three-dimensional structure, consistent and well-aligned with the original theoretical
model. Furthermore, the factor structure was verified to be consistent across gender and age groups.
consistency. In summary, the adapted version of the CECAP shows appropriate psychometric properties
and is valid and reliable, so it can be used as a useful tool to assess beliefs and emotions about food and
weight in Peruvian adolescents.
Keywords: Emotions; Adolescent; Eating Behavior.
INTRODUCCIÓN
Las enfermedades no transmisibles ocasionan aproximadamente de cinco millones de muertes al año.
(1)
En
este contexto, se estima que más de 390 millones de jóvenes en el mundo presentan sobrepeso, lo que refleja
una problemática de alcance global.
(2)
En un estudio español con 4 362 adolescentes, se identificó que el 9,6 %
de las chicas y el 1,7 % de los chicos mostraron indicios de trastornos alimentarios, reflejando una mayor
preocupación femenina por la imagen corporal.
(3)
Estos resultados permiten comprender que la influencia de
las emociones en el comportamiento alimentario es relevante, ya que pueden modificar el apetito y la
frecuencia de consumo alimenticio, generando alteraciones en la ingesta.
(4)
Cuando dichas variaciones superan
la capacidad de autorregulación cognitiva y fisiológica, se asocian con riesgos para la salud.
(5)
En el Perú, el Seguro Social de Salud (EsSalud señalo que, durante la pandemia, los casos de trastornos de
conducta alimentaria en adolescentes llegaron a duplicarse, afectando incluso a menores desde los 11 años.
(6)
Asimismo, se estima que el 51 % de la población experimenta inseguridad alimentaria,
(7)
mientras que
aproximadamente el 5 % de los adolescentes presenta alteraciones nutricionales, con mayor prevalencia en
mujeres jóvenes.
(8)
En este contexto, el estigma relacionado con el peso corporal se asocia con la alimentación
emocional, definida como la tendencia a aumentar o reducir la ingesta frente a emociones como la ira,
miedo, tristeza o la ansiedad.
(9)
Estas emociones negativas se relacionan con patrones alimentarios como
adaptativos, entre ellos la sobrealimentación emocional, la cual favorece el consumo elevado de alimentos
altos en grasa y azúcares y limita la capacidad de autoregular la ingesta.
(10)
De manera complementaria, se ha evidenciado que el estrés emocional también incrementa los niveles de
cortisol, lo que puede influir en la elección de alimentos poco saludables como forma de aliviar el malestar.
(11)
Esta dinámica se agrava por la exposición constante al estigma del peso, que eleva el cortisol y fomenta la
preferencia por alimentos calóricos, reforzando los patrones de alimentación emocional.
(12)
A pesar de ello,
el estigma del peso no solo se vincula con la alimentación emocional, sino también con un mayor aislamiento
social y una menor búsqueda de apoyo emocional, intensificando el ciclo de malestar psicológico y los
comportamientos alimentarios desadaptativos.
(13)
La conducta alimentaria está influida por factores socioculturales, creencias, entorno y emociones, los cuales
determinan los hábitos adquiridos en la infancia, lo que condiciona las prácticas alimentarias actuales.
(14)
Estudios realizados en el Perú señalan que los adolescentes presentan un alto riesgo nutricional, enfrentando
problemáticas como el sobrepeso, la obesidad y la anemia, y evidencian la escasez de investigaciones que
analicen los factores socioculturales que influyen en los hábitos alimentarios. Esta situación limita y dificulta
el desarrollo en la implementación de intervenciones en la salud pública que sean pertenecientes desde el
punto de vista cultural.
(15)
Del mismo modo, se ha reconocido que factores individuales, como dificultades
económicas para el acceso de alimentos y la preocupación por el aspecto físico, influyendo significativamente
en las conductas alimentarias de los adolescentes.
(16)
En este sentido, es fundamental abordar el estigma
asociado al peso desde un enfoque integral, considerando tanto aspectos psicológicos como los procesos
fisiológicos.
(17)
En relación con las emociones acerca de la alimentación y el peso, las diferentes reacciones emocionales
tienen efectos significativos a la hora de la ingesta de alimentos, lo cual provoca que el individuo ingiera una
cantidad excesiva de alimentos o viceversa, afectando sus hábitos alimenticios.
(18)
Estas investigaciones
abordan sobre estados emocionales negativos como el miedo o la depresión.
(19,20)
Un análisis psicosomático
ha demostrado que las personas con TCA consumen o dejan de consumir alimentos, ante emociones negativas
como una conducta aprendida orientada a disminuir el malestar emocional.
(21)
Como el comer en exceso en
respuesta a emociones negativas, como la ansiedad o irritabilidad emocional.
(22)
Respecto a las creencias acerca de la alimentación y el peso, se han revisado varios estudios los cuales señalan
que la percepción de la imagen corporal es generada en su mayoría por estereotipos o problemas sociales,
que afectan tanto a los adolescentes como adultos;
(23,24)
asimismo, hace alusión a creencias erróneas, referente
al peso y la alimentación que se asocian con conductas de restricción o exceso alimentario.
(17)
Diversos
medios de comunicación fomentan estereotipos de belleza irrealizables, creando una presión social que
impacta particularmente a los adolescentes y adultos jóvenes.
(25)
Creencias erróneas acerca del control del peso corporal, la autopercepción de una persona no siempre
manifiesta la realidad, dado que el peso está influenciado por muchos factores, como la edad, el género, la
familia, los compañeros, los medios y el origen étnico
(26)
La insatisfacción con la imagen corporal, el disgusto
por el cuerpo y el desdén pueden contribuir a los efectos negativos del aumento de peso en la salud.
(27)
La
forma en que percibimos nuestro peso influye significativamente en cómo nos sentimos con nosotros
mismos, cuando creemos que tener sobrepeso u obesidad es un reflejo de cualidades negativas que puede
dañarnos significativamente en nuestra autoestima.
(28)
Experimentación de emociones agradables al comer, la motivación humana para comer, así como la cantidad,
frecuencia y elección del consumo de alimentos, están influenciadas por variables que no están directamente
relacionadas con las necesidades fisiológicas ni con el valor nutricional de los alimentos, lo cual conlleva a
que cuando las personas hacen referencia a una emoción negativa dan por consecuencia a la ingesta impulsiva;
por otro lado, cuando prevalecen las emociones positivas, el aumento de la alimentación les proporciona
placer.
(29,30)
Adicionalmente, se ha comprobado que una emoción positiva también provoca una mayor ingesta
de alimentos no solo por el placer de consumir los alimentos
(31)
La importancia que se otorga al peso corporal es un asunto altamente ético en el debate público y en la
medicina.
(32–34)
Las normas sociales dictan que tener bajo peso o un peso "normal" es saludable, y los críticos
tratan a las personas con sobrepeso y obesidad: se les atribuye con frecuencia una carga moral, puesto que un
elemento central de la moralidad es que las características personales deseables dictan que el peso debe
ajustarse a estándares sociales predeterminados, por lo que emergen las cualidades morales del esfuerzo y el
autocontrol.
(32,35)
De esta forma, la creencia social de que el peso es controlable y que el exceso de peso refleja
inmoralidad por falta de esfuerzo y autocontrol es muy común tanto en la población general como en personas
que padecen obesidad.
(32,36)
En Europa, específicamente en España se validó el instrumento EES-C aplicada a 199 participantes de 9 a 16
años, confirmó un modelo factorial de cinco dimensiones (CFI = 0,935; GFI = 0,850; AGFI = 0,816; SRMR = 0,066;
(37)
Así también el instrumento IFBS
administrado a 323 jóvenes de 12 a 20 años, presentó una estructura bifactorial con adecuada medida muestral
con indicadores psicológicos y de salud.
(38)
En Barcelona, el EEQ validado en 354 sujetos de 12 a 39 años mostró consistencia interna adecuada en sus
(39)
En Grecia, la
EES-C validada en 139 estudiantes de 9 a 14 años, el AFE explicó el 47,67 % de la varianza total, con
indicadores de adecuación muestral satisfactorios (KMO = 0,869; Bartlett p < 0,001) y con alta consistencia
(40)
Otra versión adaptada de la EES-C en Turquía aplicada a 576 niños y adolescentes
CFI = 0,97), confirmando la robustez psicométrica del instrumento.
(41)
Por otra parte, diversos estudios realizados en América Latina respaldan la validez de estas escalas en distintos
contextos por ejemplo en México el instrumento CECAP, con 1 833 adolescentes de 14 a 18 años mostró
(17)
Y finalmente en Chile el instrumento
CFPQ-Teen aplicado a 473 adolescentes mostró un modelo de cuatro factores con buen ajuste (CFI = 0,965;
invariancia métrica y escalar por género, sin diferencias significativas entre hombres y mujeres.
(42)
Con base a lo expuesto, las bondades del instrumento que se pretende adaptar al contexto peruano, no se
centra en las patologías asociados a los TCA, como muchos otros instrumentos lo realizan; sino, lo que se
busca con este instrumento es indagar las creencias y emociones tanto positivas como negativas sobre la
alimentación y el peso que muchas veces son el detonante de los TCA, que tienen un mayor impacto en los
adolescentes y adultos jóvenes, facilitando la intervención temprana de dicha problemática.
(17)
Por ello, el
objetivo general de la presente investigación fue adaptar y analizar las propiedades psicométricas del
Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el Peso (CECAP) al contexto peruano
y analizar la validez y confiabilidad en jóvenes de la región de Puno; asimismo, tiene como objetivos
específicos determinar la validez de contenido, constructo, la confiabilidad y la invarianza métrica del
cuestionario de emociones y creencias acerca de la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la
región de Puno.
MÉTODO
La investigación es de enfoque psicométrico, centrada en analizar las propiedades psicométricas del instru-
mento, mediante su aplicación, el análisis de puntajes e interpretación de resultados. Asimismo, se empleó
un diseño no experimental, ya que no implica la manipulación de variables, y corresponde a un corte trans-
versal, ya que busca recopilar y analizar datos de un sector de la población en un momento específico.
(43)
Participantes
La población estuvo constituida por jóvenes de las ciudades de Puno y Juliaca, ubicadas en el sur del Perú.
Dicha población es finita, ya que corresponde a un número determinado de estudiantes matriculados en
instituciones educativas de nivel secundario en ambas ciudades durante el año de aplicación del estudio. De
esta población se obtuvo una muestra de 2 072, de los cuales 537 correspondieron a la ciudad de Puno y 1
535 a Juliaca. La muestra se seleccionó mediante un muestreo no probabilístico, de tipo por conveniencia
basado en los criterios de selección y recursos de los investigadores.
(44)
Asimismo, este tamaño muestral
resulta mayor al estándar recomendado para análisis factoriales, que recomienda contar con 20 participantes
por ítem;
(45)
considerando que el instrumento posee 16 ítems, el tamaño mínimo requerido sería 320
participantes, cifra ampliamente superada por la muestra del presente estudio.
Para participar en el estudio se tomó como primer requisito el consentimiento y asentimiento informado, en
la misma línea, los candidatos debían tener entre 14 a 18 años, ambos sexos y que residieron durante la
evaluación en las ciudades de Puno y Juliaca, no se permitió la participación de personas con una nacionalidad
distinta a la peruana, ni de aquellas con alguna discapacidad permanente o temporal que les impidiera
comprender y responder adecuadamente las preguntas. Finalmente, se excluyeron las encuestas que estuvieron
incompletas o que tuvieran respuestas sesgadas en una sola categoría.
Instrumento
El instrumento adaptado en el contexto peruano fue el Cuestionario de emociones y creencias acerca de la
alimentación y el peso (CECAP). Dicho cuestionario es originario de la Ciudad de México y fue creado por
Silva y Gonzáles
(17)
. Este instrumento permite identificar con mayor comprensión las razones que explican
la sobreingesta o subingesta en adolescentes (14 a 18 años), considerando que, en muchos casos, podrían
estar influenciados por creencias inadecuadas o utilizando una alimentación como una estrategia disfuncional
de regulación emocional. El instrumento original consta de tres dimensiones y 16 ítems compuesto por la
escala tipo Likert (Nunca = 1, Algunas veces = 2, Con frecuencia = 3, Siempre = 4). El instrumento muestra
evidencias de validez adecuadas, así también se ha encontrado apropiados índices de bondad de ajuste
-
(17)
Análisis de datos
Dado que el instrumento original se encuentra en idioma español, no fue necesario realizar un proceso de
traducción. No obstante, se llevó a cabo un proceso de adaptación cultural mediante evaluación de validez
de contenido por siete jueces expertos, con el objetivo de verificar la claridad, pertinencia y adecuación
cultural de los ítems al contexto peruano; complementariamente, se usó la fórmula de Penfield y Giacobbi
(46)
al 95 % de confianza bajo un criterio conservador
(47)
que exige que los intervalos de confianza inferiores sean
mayores de 0,7; en cuanto al análisis factorial exploratorio y confirmatorio se optó por dividir los datos en
submuestras equivalentes de 1 036 participantes para cada análisis. El análisis factorial exploratorio exige el
estudio de la linealidad, normalidad y multicolinealidad
(48)
las mismas que se comprobaron mediante una
matriz de correlaciones policóricas (Figura 1). No obstante, para la normalidad se usó la recomendación de
Ferrando y Anguiano-Carrasco
(49)
para comprobar la normalidad multivariada, el análisis arrojó un valor de
inferior al 0,05 que demuestra no normalidad, el mencionado resultado junto a la naturaleza ordinal de los
ítems, se optó por utilizar mínimos cuadrados ordinarios como método de factorización. En cuanto a los
hallazgos del AFC de trabajaron con el estimador WLSMV usando el software R Studio con el paquete
Lavaan, asimismo se optó por un método de rotación oblicua con índices de ajuste como CFI > 0,95; GFI > 0,93;
TLI > 0,90, RMSEA < 0,05, SRMR < 0,08.
(50)
En este sentido, se estimó la confiabilidad por consistencia interna
mediante el coeficiente omega de McDonald por ser un análisis de confiabilidad por consistencia interna
menos sensible a la cantidad de ítems.
(51)
Adicionalmente, se optó por someter el test a procesos de invarianza
métrica por CFA así como determinar baremos para la interpretación de la prueba con base a percentiles.
RESULTADOS
Análisis sociodemográfico
En este estudio participaron 2 072 adolescentes de entre 14 y 17 años, con una proporción ligeramente mayor
de varones (55, 5 %, n = 1 149) en comparación con las mujeres (44, 5 %, n = 923). Más de la mitad tenía
una edad entre 14 y 15 años (59, 9 %, n = 1241) y cursaba el tercer año de secundaria (36, 3 %). La mayoría
provenía de instituciones educativas públicas (84, 5 %, n = 1 751) y vivía con ambos padres (77, 5 %, n = 1605),
lo que sugiere un contexto familiar mayormente estable. En cuanto a su lugar de residencia, tres de cada
cuatro adolescentes residían en la ciudad de Juliaca (73, 7 %, n = 1 527), lo que refleja una predominante
concentración urbana de la muestra.
Tabla 1. Características sociodemográficas de los participantes (N = 2 072)
Nota: F = frecuencia; % = porcentaje. Los porcentajes han sido redondeados a un decimal, por lo que no pueden sumar exactamente
100 %.
REE 20(2) Riobamba may. - ago. 2026
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27
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Evidencias de validez basada en el contenido
La tabla 2 muestra los índices de validez basados en el contenido del instrumento de 16 ítems. Se encontró
que el 93,75 % de los ítems (15 ítems) demostraron ser claros, importantes para evaluar el constructo y
pertinentes en la dimensión correcta, ya que los limites inferiores del intervalo (Low) se encontraron por
encima de 0,70 valor requerido por un criterio más conservador,
(46)
no obstante, el ítem 2 demostró un intervalo
igual a 0,60 en el criterio relevancia. Otros detalles más específicos identificaron a los ítems 10 y 15 con
intervalos limítrofes a 0,70 en los criterios relevancia y representatividad y solo al ítem 16 en el criterio
relevancia y claridad, mientras que los ítems 7, 12 la conjunción y 13 presentaron índices limítrofes de 0,71
solo en el criterio claridad.
Tabla 2. Coeficientes V de Aiken (IC del 95 %, n = 8)
Nota: M: media aritmética, DE: desviación estándar, V es el coeficiente V de Aiken, Low – Up: son intervalos de confianza inferior
y superior respectivamente.
Evidencia de validez basada en el constructo
La figura 1 muestra un mapa de calor basado en la matriz policórica de los 16 ítems. Se evidencia que los
ítems del 1 al 6 presentaron correlaciones más altas con coeficientes que oscilan entre 0,47 y 0,88, la segunda
zona significativamente correlacionada se encuentra entre los ítems 7 al 11 con coeficientes de correlación
entre 0,55 y 0,76 mientras que la tercera zona entre los ítems 12 al 16 mostro correlación entre 0,37 y 0,61,
lo que evidencia una esperada agrupación de ítems por cada factor muy similar a lo esperado teóricamente,
no obstante, los ítems 12, 14 y 16 mostraron correlaciones entre 0,44 y 0,67 con los ítems del primer factor,
agrupación no previsible estadísticamente.
Figura 1. Matriz policórica
Nota: Los cuadrantes en rojo indican la agrupación esperada desde el enfoque teórico, no representa un análisis adyacente a la
matriz policórica, el valor cercano a 1 se presenta de color azul; mientras que, el rojo al -1 y un color tenue o blanco representa
coeficientes ínfimos.
Análisis factorial exploratorio
El análisis factorial exploratorio obtenido a partir del 50 % inicial de los encuestados dio como resultado una
solución factorial de tres dimensiones con KMO de 0,903 con prueba de esfericidad de Bartlett de 0,000, esta
solución logró explicar el 56,7 % de la varianza con los 16 ítems muy similares a la matriz policórica y teórica
donde el factor 1 se conformó por los ítems 1 al 6, el factor 2 por los ítems 7 al 11, el factor 3 por los ítems
13 y 15 sin embargo los ítems 12, 14 y 16 mostraron cargas más altas dentro del factor 1, al verificar las
cargas superiores a 0.2 se encontró que estos ítems saturan el F3 con cargas de 0,357, 0,270 y 0,229
respectivamente.
Tabla 3. Cargas de los Factores
Nota: El método de rotación aplicado fue oblimin.
Análisis factorial confirmatorio
La tabla 4 presenta los índices de ajuste del modelo obtenidos mediante AFC utilizando modelos de ecuaciones
estructurales. El modelo 1 procesado por rotación oblicua mostró índices de ajuste de modelo, sin embargo al
observar las cargas factoriales y residuos asociados a cada ítem (ver figura 2A) encontramos que el ítem 15
alcanzó un residuo de 0,72, al excluirlo generamos un segundo modelo con mejores índices (TLI = 0,995,
CFI = 0,996, GFI = 0,996, NFI = 0,995, SRMR = 0,046 y RMSEA = 0,051), no obstante, encontramos que
el ítem 13 demostró un residuo de 0,71 (ver figura 2-b) lo que motivo a la exclusión del ítem 13 generando
un tercer modelo con índices de ajuste esperados. A pesar de esto, el modelo 2 se presenta como el más
adecuado, decisión que se discute más adelante.
Tabla 4. Índices de ajuste por CFA
Nota: El modelo 1 se procesó con una estructura basada en tres dimensiones con 16 ítems, el modelo 2 tiene 3 dimensiones con 15
ítems ya que se excluye al ítem 15, el modelo 3 tiene 3 dimensiones sin los ítems 13 y 15. Todos los modelos se procesaron con
rotación oblicua. (*) se trata del modelo elegido como adecuado.
Figura 2. Semplot de los modelos 1 y 2
A)
B)
Invarianza métrica
no sobrepasan 0.01 entre cada método de contraste; esto indica que la escala es equivalente entre varones y
mujeres, así como por edades entre 14 a 15 años y entre 16 y17 años.
Tabla 5. Invarianza métrica por sexo (Masculino = 552, Femenino = 484) y por edad (14 - 15 años = 622,
16 - 17 años = 414)
Confiabilidad por consistencia interna
Se aplicó el coeficiente omega de McDonald en su versión unidimensional con intervalos de confianza del
95 % lo que mostró que la primera dimensión, denominada “Creencias erróneas acerca del control del peso
cuanto a la dimensión “Experimentación de emociones agradables al comer” se evidencio una adecuada
confianza de 0,754 a 0,798.
Tabla 6. Confiabilidad por consistencia interna por factor
DISCUSIÓN
El presente estudio tuvo como objetivo adaptar y validar el cuestionario de emociones y creencias acerca de
la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la región de Puno, considerando el creciente riesgo de
adolescentes presenta algún tipo de TCA, lo cual evidencia la necesidad de contar con herramientas adecuadas
para su detección.
(52)
El CECAP busca evaluar emociones y creencias vinculadas a la alimentación, variables
que, según investigaciones previas, están asociadas al desarrollo de conductas alimentarias desadaptativas.
(53,54)
En este estudio, se buscó asegurar que el CECAP adaptado al contexto peruano realmente mida lo que se
propone, por lo cual se evaluó su validez basada en el contenido. Para ello, se utilizó el coeficiente V de
Aiken, poniendo especial atención en que los ítems fueran claros, relevantes y representativos. Diversos
autores, como Charter
(55)
y Ventura-León,
(56)
sugieren que el umbral de 0,70 para V de Aiken es adecuado
para validar la calidad de los ítems durante la adaptación transcultural. Por ello, la revisión individual de
ítems con valores cercanos al umbral asegura no solo el cumplimiento de estándares estadísticos, sino
también la pertinencia cultural y conceptual del instrumento, fortaleciendo su utilidad práctica en la población
peruana.
Además, se evaluó la validez basada en el constructo del CECAP, utilizando la matriz policórica, una técnica
especialmente recomendada para examinar la estructura interna de escalas tipo Likert.
(57,58)
Los resultados
revelaron tres factores bien definidos que respaldan la estructura teórica original del instrumento, lo que
sugiere que la adaptación al contexto peruano ha sido adecuada.
(17)
No obstante, algunas correlaciones entre
grupos de ítems distintos podrían estar reflejando particularidades culturales o dimensiones compartidas,
algo común en procesos de adaptación transcultural.
(59)
En conjunto, estos hallazgos refuerzan la validez del
constructo y abren la puerta a futuros estudios confirmatorios que permitan seguir afinando la estructura del
instrumento en distintos contextos.
(60)
En cuanto a los hallazgos obtenidos en el Análisis Factorial Exploratorio (AFE) evidenciaron una estructura
tridimensional adecuada, sustentada por un índice de adecuación muestral KMO de 0,903 y una prueba de
esfericidad de Bartlett significativa lo que respalda la pertinencia del análisis y adecuación de los datos para
la reducción factorial.
(61)
Simultáneamente, se utilizó también el método de estimación de mínimos cuadrados
no ponderados (ULS) sobre la matriz de correlaciones policóricas, el cual es recomendado para variables
ordinales como Likert.
(57,62)
De este modo, se realizó el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC), el cual muestra índices de ajuste obtenidos
(CFI = 0,979, TLI = 0,975, RMSEA = 0,058, SRMR = 0,057) se encuentran dentro de los rangos adecuados,
lo que indica que el modelo presenta un buen ajuste.
(1)
Así también, en comparación al instrumento original
muestra resultados favorables, lo que sugiere que la estructura del instrumento es funcional en ambos contextos
culturales.
(17)
En cuanto a las modificaciones del instrumento, se optó por la eliminación del ítem 15 (“Me fijo en el peso
de las personas”), debido a que presentó un residuo estandarizado de 0,72. Aunque el valor no supera el
umbral ya establecido para ser considerado un mal ajuste local (+2,5), sí refleja una discrepancia resaltante
que sugiere una inconsistencia entre el modelo teórico y los datos obtenidos.
(63)
No solo resalta la consideración
estadística, el ítem no reflejaba adecuadamente la intención evaluativa de la dimensión “Importancia que se
le otorga al peso corporal”, ya que hace referencia a una observación externa del peso ajeno, mientras que los
demás ítems de la dimensión se enfocan en creencias internalizadas y autorreferencias acerca del propio
peso, aspecto fundamental en la construcción de la autoimagen corporal.
(17)
Según Ramos et al.
(64)
detalla que la percepción del peso corporal se relaciona estrechamente con la autoestima
y las emociones hacia uno mismo, y no con actitudes evaluativas hacia las demás personas como hace
referencia este ítem. En este sentido, aunque el ítem 13 (“Pienso que el peso de las personas es importante”),
presentó un residuo de 0,71, fue conservado debido a que mantiene mejor ajuste teórico con la dimensión
relacionada al valor asignado al peso corporal en la experiencia personal
(63)
. Asimismo, cabe resaltar que se
respetó el criterio técnico que recomienda mantener un mínimo de cuatro ítems por factor para asegurar
estabilidad en la estimación del constructo y un modelo con mayor consistencia estructural.
(65)
Para comprobar que el CECAP funciona de manera consistente entre diferentes grupos, se realizó un análisis
de invarianza métrica. Los resultados mostraron que la estructura del instrumento se mantiene estable según
el género y la edad, en adolescentes de la región de Puno. El modelo de tres dimensiones y 15 ítems presentó
y los cambios observados entre los modelos configural, métrico, escalar y estricto fueron mínimos,
cumpliendo los estándares propuestos por Chen.
(66)
Los resultados obtenidos coinciden con investigaciones que han confirmado la estabilidad factorial de
instrumentos similares en adolescentes. Perpiña et al.
(37)
validó la Emotional Eating Scale for Children and
Adolescents, confirmando su estructura mediante análisis factorial confirmatorio. De manera similar, Lobera
et al.
(38)
adaptó la versión española de la Irrational Food Beliefs Scale, identificando dimensiones bien definidas
y con adecuados indicadores de validez. En conjunto, estas evidencias refuerzan la solidez del CECAP como
un instrumento útil y confiable para comparar creencias y emociones relacionadas con la alimentación y el
peso en distintos grupos, minimizando posibles sesgos de interpretación.
En cuanto a la confiabilidad, el CECAP fue evaluado mediante el coeficiente omega de McDonald, obteniendo
valores sólidos en cada de sus dimensiones: “Creencias erróneas acerca del control del peso corporal”
Kalogiratou et al.
(40)
Lobera et al.
(38)
adaptaron una escala sobre creencias irracionales alimentarias en adolescentes, reportando
buena consistencia interna y estructura factorial clara.
En conjunto, estos hallazgos respaldan de manera sólida la fiabilidad del CECAP en la población adolescente,
posicionándolo como una herramienta adecuada para evaluar creencias y emociones sobre la alimentación y
peso. En cuanto a la estimación de la consistencia interna, se optó por utilizar el omega de McDonald, a
diferencia de estudios previos que emplearon el alfa de Cronbach, ya que proporciona estimaciones más
precisas en presencia de cargas factoriales desiguales o estructuras multidimensionales. Como sostiene
Ventura-León
(56)
, el alfa de Cronbach puede generar estimaciones poco confiables, recomendando el uso del
omega como una alternativa más sólida y actualizada.
En cuanto a las limitaciones del estudio, destaca el uso de un muestreo no probabilístico, lo cual restringe la
generalización de los resultados a la población adolescente en conjunto. Adicionalmente, la recolección de
datos mediante autoinforme podría haber estado influenciada por la deseabilidad social; no obstante, se
intentó mitigar este sesgo mediante la sensibilización previa de los participantes respecto a la importancia de
brindar respuestas honestas.
Finalmente, la aplicación del cuestionario se limitó a adolescentes de instituciones educativas de Puno y
Juliaca, lo que podría restringir la representatividad de los hallazgos en relación con la diversidad cultural,
lingüística y socioeconómica presente en otras regiones del país. Por ello, se recomienda que en futuras
investigaciones se utilice una muestra más amplia y representativa, a fin de obtener resultados que reflejen
con mayor precisión dicha diversidad en otras provincias o regiones del país.
CONCLUSIONES
El presente estudio evidenció que la versión adaptada del Cuestionario de Emociones y Creencias sobre la
Alimentación y el Peso (CECAP) presenta adecuadas propiedades psicométricas en adolescentes de la región
de Puno, Perú. La evidencia de validez de contenido mostró vales de V de Aiken superiores a 0,70, lo que
indica una adecuada claridad y pertinencia cultural de los ítems. En cuanto a la validez de constructo, análisis
factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el análisis factorial confirmatorio (CFI = 0,979;
TLI = 0,975; RMSEA = 0,058; SRMR = 0,057) corroboraron una estructura tridimensional consistente con
Finalmente, los coeficientes de omega de McDonald, con valores 0,776 y 0,895, reflejaron una adecuada
consistencia interna en todas las dimensiones del instrumento.
En términos generales, los resultados respaldan el uso del CECAP como un instrumento válido, fiable y
culturalmente pertinente para la evaluación de creencias y emociones alimentarias en adolescentes andinos.
Su implementación en ámbitos educativos y de salud mental favorece la identificación y prevención de
conductas alimentarias de riesgo asociadas a trastornos de la conducta alimentaria. Se sugiere que futuras
investigaciones amplíen el tamaño muestral e incorporen variables contextuales, como el entorno familiar y
las condiciones socioeconómicas, a fin de lograr una comprensión más integral de este fenómeno.
Financiamiento: la investigación fue financiada por los propios autores.
Agradecimientos: Se agradece a los adolescentes y docentes de las instituciones educativas de Puno y Juliaca
por su participación y colaboración durante el desarrollo del estudio.
Conflictos de intereses: Los autores declaran que no existe ningún conflicto de interés financiero, personal o
institucional que pudiera haber influido en los resultados o la interpretación del presente estudio.
Declaración de contribución:Todos los autores contribuyeron de manera equitativa en la concepción, del
estudio, el diseño metodológico, la recolección de datos, el análisis, la interpretación de resultados y la redacción
del manuscrito. Además, revisaron críticamente el contenido, aprobaron la versión final y asumen responsabilidad
conjunta por la integridad y exactitud del trabajo presentado.
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Ítem
Relevancia
Representatividad
Claridad
X (DE)
V (Low-Up)
X (DE)
V (Low-Up)
X (DE)
V (Low-Up)
1
3 (0)
1 (0,85-1,00)
3 (0)
1 (0,85-1,00)
3 (0)
1 (0,85-1,00)
2
2,43 (0,79)
0,81 (0,6-0,92)
2,71 (0,49)
0,9 (0,71-0,97)
2,43 (0,79)
0,81 (0,6-0,92)
3
3 (0)
1 (0,85-1,00)
3 (0)
1 (0,85-1,00)
3 (0)
1 (0,85-1,00)
4
3 (0)
1 (0,85-1,00)
2,86 (0,38)
0,95 (0,77-0,99)
3 (0)
1 (0,85-1,00)
5
3 (0)
1 (0,85-1,00)
3 (0)
1 (0,85-1,00)
3 (0)
1 (0,85-1,00)
6
3 (0)
1 (0,85-1,00)
3 (0)
1 (0,85-1,00)
2,86 (0,38)
0,95 (0,77-
0,99)
7
2,86 (0,38)
0,95 (0,77-
0,99)
3 (0)
1 (0,85-1,00)
2,71 (0,49)
0,9 (0,71-0,97)
8
3 (0)
1 (0,85-1,00)
2,86 (0,38)
0,95 (0,77-0,99)
3 (0)
1 (0,85-1,00)
9
2,86 (0,38)
0,95 (0,77-
0,99)
2,86 (0,38)
0,95 (0,77-0,99)
3 (0)
1 (0,85-1,00)
10
2,71 (0,49)
0,9 (0,71-0,97)
2,71 (0,49)
0,9 (0,71-0,97)
3 (0)
1 (0,85-1,00)
11
3 (0)
1 (0,85-1,00)
3 (0)
1 (0,85-1,00)
3 (0)
1 (0,85-1,00)
12
2,86 (0,38)
0,95 (0,77-
0,99)
2,86 (0,38)
0,95 (0,77-0,99)
2,71 (0,49)
0,9 (0,71-0,97)
13
2,86 (0,38)
0,95 (0,77-
0,99)
2,86 (0,38)
0,95 (0,77-0,99)
2,71 (0,49)
0,9 (0,71-0,97)
14
2,86 (0,38)
0,95 (0,77-
0,99)
2,86 (0,38)
0,95 (0,77-0,99)
2,86 (0,38)
0,95 (0,77-
0,99)
15
2,86 (0,38)
0,95 (0,77-
0,99)
2,71 (0,49)
0,9 (0,71-0,97)
2,86 (0,38)
0,95 (0,77-
0,99)
16
2,71 (0,49)
0,9 (0,71-0,97)
2,86 (0,38)
0,95 (0,77-0,99)
2,71 (0,49)
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Adaptación y validación del Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el
Peso (CECAP)
Adaptation and validation of the emotions and beliefs about eating and weight questionnaire
(CECAP)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.02
Autores:
Winston Yoel Flores Yana - https://orcid.org/0009-0009-4987-5290
Meljhi Nikol Choquecahua Espinoza - https://orcid.org/0009-0006-8188-7505
Danaly Ceydi Mamani Mamani - https://orcid.org/0009-0004-7823-5093
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Puno, Perú.
Autor de correspondencia: Winston Yoel Flores Yana. Universidad Peruana Unión, Juliaca, Puno, Perú.
Dirección postal: Salida Arequipa, Km 6, Chullunquiani, Juliaca, Perú. Email: winston.flores@upeu.edu.pe.
Teléfono: +51 973733898.
Recibido: 15 de octubre de 2025 Aceptado: 06 de marzo de 2026
RESUMEN
El objetivo del estudio fue adaptar y validar el Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación
y el Peso (CECAP) en adolescentes de la región de Puno, Perú. Participaron 2 072 estudiantes de entre 14 a
18 años, seleccionados mediante un muestreo no probabilístico. La validez de contenido, medida con el
coeficiente V de Aiken, mostró valores por encima de 0.70, lo que evidenció la claridad y pertinencia de los
ítems. El análisis factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el confirmatorio (CFI = 0,996;
TLI = 0,995; RMSEA = 0,051; SRMR = 0,046) mostraron una estructura de tres dimensiones, consistente y
bien alineada con el modelo teórico original. Además, se revisó su la estructura factorial se mantenía igual
apuntaron a una adecuada consistencia interna. En resumen, la versión adaptada del CECAP muestra propiedades
psicométricas apropiadas y resulta valida y confiable, así que puede usarse como una herramienta útil para
evaluar las creencias y las emociones sobre la alimentación y el peso en adolescentes peruanos.
Palabras clave: emociones; adolescente; conducta alimentaria.
ABSTRACT
The aim of this study was to adapt and validate the Questionnaire of Emotions and Beliefs about Food and
Weight (CECAP) in adolescents from the Puno region of Peru. A total of 2,072 students aged 14 to 18 years
participated, selected using non-probability sampling. Content validity, measured using Aiken's V coefficient,
showed values above 0.70, demonstrating the clarity and relevance of the items. Exploratory factor analysis
(KMO = 0.903; Bartlett p < 0.001) and confirmatory factor analysis (CFI = 0.996; TLI = 0.995; RMSEA = 0.051;
SRMR = 0.046) revealed a three-dimensional structure, consistent and well-aligned with the original theoretical
model. Furthermore, the factor structure was verified to be consistent across gender and age groups.
consistency. In summary, the adapted version of the CECAP shows appropriate psychometric properties
and is valid and reliable, so it can be used as a useful tool to assess beliefs and emotions about food and
weight in Peruvian adolescents.
Keywords: Emotions; Adolescent; Eating Behavior.
INTRODUCCIÓN
Las enfermedades no transmisibles ocasionan aproximadamente de cinco millones de muertes al año.
(1)
En
este contexto, se estima que más de 390 millones de jóvenes en el mundo presentan sobrepeso, lo que refleja
una problemática de alcance global.
(2)
En un estudio español con 4 362 adolescentes, se identificó que el 9,6 %
de las chicas y el 1,7 % de los chicos mostraron indicios de trastornos alimentarios, reflejando una mayor
preocupación femenina por la imagen corporal.
(3)
Estos resultados permiten comprender que la influencia de
las emociones en el comportamiento alimentario es relevante, ya que pueden modificar el apetito y la
frecuencia de consumo alimenticio, generando alteraciones en la ingesta.
(4)
Cuando dichas variaciones superan
la capacidad de autorregulación cognitiva y fisiológica, se asocian con riesgos para la salud.
(5)
En el Perú, el Seguro Social de Salud (EsSalud señalo que, durante la pandemia, los casos de trastornos de
conducta alimentaria en adolescentes llegaron a duplicarse, afectando incluso a menores desde los 11 años.
(6)
Asimismo, se estima que el 51 % de la población experimenta inseguridad alimentaria,
(7)
mientras que
aproximadamente el 5 % de los adolescentes presenta alteraciones nutricionales, con mayor prevalencia en
mujeres jóvenes.
(8)
En este contexto, el estigma relacionado con el peso corporal se asocia con la alimentación
emocional, definida como la tendencia a aumentar o reducir la ingesta frente a emociones como la ira,
miedo, tristeza o la ansiedad.
(9)
Estas emociones negativas se relacionan con patrones alimentarios como
adaptativos, entre ellos la sobrealimentación emocional, la cual favorece el consumo elevado de alimentos
altos en grasa y azúcares y limita la capacidad de autoregular la ingesta.
(10)
De manera complementaria, se ha evidenciado que el estrés emocional también incrementa los niveles de
cortisol, lo que puede influir en la elección de alimentos poco saludables como forma de aliviar el malestar.
(11)
Esta dinámica se agrava por la exposición constante al estigma del peso, que eleva el cortisol y fomenta la
preferencia por alimentos calóricos, reforzando los patrones de alimentación emocional.
(12)
A pesar de ello,
el estigma del peso no solo se vincula con la alimentación emocional, sino también con un mayor aislamiento
social y una menor búsqueda de apoyo emocional, intensificando el ciclo de malestar psicológico y los
comportamientos alimentarios desadaptativos.
(13)
La conducta alimentaria está influida por factores socioculturales, creencias, entorno y emociones, los cuales
determinan los hábitos adquiridos en la infancia, lo que condiciona las prácticas alimentarias actuales.
(14)
Estudios realizados en el Perú señalan que los adolescentes presentan un alto riesgo nutricional, enfrentando
problemáticas como el sobrepeso, la obesidad y la anemia, y evidencian la escasez de investigaciones que
analicen los factores socioculturales que influyen en los hábitos alimentarios. Esta situación limita y dificulta
el desarrollo en la implementación de intervenciones en la salud pública que sean pertenecientes desde el
punto de vista cultural.
(15)
Del mismo modo, se ha reconocido que factores individuales, como dificultades
económicas para el acceso de alimentos y la preocupación por el aspecto físico, influyendo significativamente
en las conductas alimentarias de los adolescentes.
(16)
En este sentido, es fundamental abordar el estigma
asociado al peso desde un enfoque integral, considerando tanto aspectos psicológicos como los procesos
fisiológicos.
(17)
En relación con las emociones acerca de la alimentación y el peso, las diferentes reacciones emocionales
tienen efectos significativos a la hora de la ingesta de alimentos, lo cual provoca que el individuo ingiera una
cantidad excesiva de alimentos o viceversa, afectando sus hábitos alimenticios.
(18)
Estas investigaciones
abordan sobre estados emocionales negativos como el miedo o la depresión.
(19,20)
Un análisis psicosomático
ha demostrado que las personas con TCA consumen o dejan de consumir alimentos, ante emociones negativas
como una conducta aprendida orientada a disminuir el malestar emocional.
(21)
Como el comer en exceso en
respuesta a emociones negativas, como la ansiedad o irritabilidad emocional.
(22)
Respecto a las creencias acerca de la alimentación y el peso, se han revisado varios estudios los cuales señalan
que la percepción de la imagen corporal es generada en su mayoría por estereotipos o problemas sociales,
que afectan tanto a los adolescentes como adultos;
(23,24)
asimismo, hace alusión a creencias erróneas, referente
al peso y la alimentación que se asocian con conductas de restricción o exceso alimentario.
(17)
Diversos
medios de comunicación fomentan estereotipos de belleza irrealizables, creando una presión social que
impacta particularmente a los adolescentes y adultos jóvenes.
(25)
Creencias erróneas acerca del control del peso corporal, la autopercepción de una persona no siempre
manifiesta la realidad, dado que el peso está influenciado por muchos factores, como la edad, el género, la
familia, los compañeros, los medios y el origen étnico
(26)
La insatisfacción con la imagen corporal, el disgusto
por el cuerpo y el desdén pueden contribuir a los efectos negativos del aumento de peso en la salud.
(27)
La
forma en que percibimos nuestro peso influye significativamente en cómo nos sentimos con nosotros
mismos, cuando creemos que tener sobrepeso u obesidad es un reflejo de cualidades negativas que puede
dañarnos significativamente en nuestra autoestima.
(28)
Experimentación de emociones agradables al comer, la motivación humana para comer, así como la cantidad,
frecuencia y elección del consumo de alimentos, están influenciadas por variables que no están directamente
relacionadas con las necesidades fisiológicas ni con el valor nutricional de los alimentos, lo cual conlleva a
que cuando las personas hacen referencia a una emoción negativa dan por consecuencia a la ingesta impulsiva;
por otro lado, cuando prevalecen las emociones positivas, el aumento de la alimentación les proporciona
placer.
(29,30)
Adicionalmente, se ha comprobado que una emoción positiva también provoca una mayor ingesta
de alimentos no solo por el placer de consumir los alimentos
(31)
La importancia que se otorga al peso corporal es un asunto altamente ético en el debate público y en la
medicina.
(32–34)
Las normas sociales dictan que tener bajo peso o un peso "normal" es saludable, y los críticos
tratan a las personas con sobrepeso y obesidad: se les atribuye con frecuencia una carga moral, puesto que un
elemento central de la moralidad es que las características personales deseables dictan que el peso debe
ajustarse a estándares sociales predeterminados, por lo que emergen las cualidades morales del esfuerzo y el
autocontrol.
(32,35)
De esta forma, la creencia social de que el peso es controlable y que el exceso de peso refleja
inmoralidad por falta de esfuerzo y autocontrol es muy común tanto en la población general como en personas
que padecen obesidad.
(32,36)
En Europa, específicamente en España se validó el instrumento EES-C aplicada a 199 participantes de 9 a 16
años, confirmó un modelo factorial de cinco dimensiones (CFI = 0,935; GFI = 0,850; AGFI = 0,816; SRMR = 0,066;
(37)
Así también el instrumento IFBS
administrado a 323 jóvenes de 12 a 20 años, presentó una estructura bifactorial con adecuada medida muestral
con indicadores psicológicos y de salud.
(38)
En Barcelona, el EEQ validado en 354 sujetos de 12 a 39 años mostró consistencia interna adecuada en sus
(39)
En Grecia, la
EES-C validada en 139 estudiantes de 9 a 14 años, el AFE explicó el 47,67 % de la varianza total, con
indicadores de adecuación muestral satisfactorios (KMO = 0,869; Bartlett p < 0,001) y con alta consistencia
(40)
Otra versión adaptada de la EES-C en Turquía aplicada a 576 niños y adolescentes
CFI = 0,97), confirmando la robustez psicométrica del instrumento.
(41)
Por otra parte, diversos estudios realizados en América Latina respaldan la validez de estas escalas en distintos
contextos por ejemplo en México el instrumento CECAP, con 1 833 adolescentes de 14 a 18 años mostró
(17)
Y finalmente en Chile el instrumento
CFPQ-Teen aplicado a 473 adolescentes mostró un modelo de cuatro factores con buen ajuste (CFI = 0,965;
invariancia métrica y escalar por género, sin diferencias significativas entre hombres y mujeres.
(42)
Con base a lo expuesto, las bondades del instrumento que se pretende adaptar al contexto peruano, no se
centra en las patologías asociados a los TCA, como muchos otros instrumentos lo realizan; sino, lo que se
busca con este instrumento es indagar las creencias y emociones tanto positivas como negativas sobre la
alimentación y el peso que muchas veces son el detonante de los TCA, que tienen un mayor impacto en los
adolescentes y adultos jóvenes, facilitando la intervención temprana de dicha problemática.
(17)
Por ello, el
objetivo general de la presente investigación fue adaptar y analizar las propiedades psicométricas del
Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el Peso (CECAP) al contexto peruano
y analizar la validez y confiabilidad en jóvenes de la región de Puno; asimismo, tiene como objetivos
específicos determinar la validez de contenido, constructo, la confiabilidad y la invarianza métrica del
cuestionario de emociones y creencias acerca de la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la
región de Puno.
MÉTODO
La investigación es de enfoque psicométrico, centrada en analizar las propiedades psicométricas del instru-
mento, mediante su aplicación, el análisis de puntajes e interpretación de resultados. Asimismo, se empleó
un diseño no experimental, ya que no implica la manipulación de variables, y corresponde a un corte trans-
versal, ya que busca recopilar y analizar datos de un sector de la población en un momento específico.
(43)
Participantes
La población estuvo constituida por jóvenes de las ciudades de Puno y Juliaca, ubicadas en el sur del Perú.
Dicha población es finita, ya que corresponde a un número determinado de estudiantes matriculados en
instituciones educativas de nivel secundario en ambas ciudades durante el año de aplicación del estudio. De
esta población se obtuvo una muestra de 2 072, de los cuales 537 correspondieron a la ciudad de Puno y 1
535 a Juliaca. La muestra se seleccionó mediante un muestreo no probabilístico, de tipo por conveniencia
basado en los criterios de selección y recursos de los investigadores.
(44)
Asimismo, este tamaño muestral
resulta mayor al estándar recomendado para análisis factoriales, que recomienda contar con 20 participantes
por ítem;
(45)
considerando que el instrumento posee 16 ítems, el tamaño mínimo requerido sería 320
participantes, cifra ampliamente superada por la muestra del presente estudio.
Para participar en el estudio se tomó como primer requisito el consentimiento y asentimiento informado, en
la misma línea, los candidatos debían tener entre 14 a 18 años, ambos sexos y que residieron durante la
evaluación en las ciudades de Puno y Juliaca, no se permitió la participación de personas con una nacionalidad
distinta a la peruana, ni de aquellas con alguna discapacidad permanente o temporal que les impidiera
comprender y responder adecuadamente las preguntas. Finalmente, se excluyeron las encuestas que estuvieron
incompletas o que tuvieran respuestas sesgadas en una sola categoría.
Instrumento
El instrumento adaptado en el contexto peruano fue el Cuestionario de emociones y creencias acerca de la
alimentación y el peso (CECAP). Dicho cuestionario es originario de la Ciudad de México y fue creado por
Silva y Gonzáles
(17)
. Este instrumento permite identificar con mayor comprensión las razones que explican
la sobreingesta o subingesta en adolescentes (14 a 18 años), considerando que, en muchos casos, podrían
estar influenciados por creencias inadecuadas o utilizando una alimentación como una estrategia disfuncional
de regulación emocional. El instrumento original consta de tres dimensiones y 16 ítems compuesto por la
escala tipo Likert (Nunca = 1, Algunas veces = 2, Con frecuencia = 3, Siempre = 4). El instrumento muestra
evidencias de validez adecuadas, así también se ha encontrado apropiados índices de bondad de ajuste
-
(17)
Análisis de datos
Dado que el instrumento original se encuentra en idioma español, no fue necesario realizar un proceso de
traducción. No obstante, se llevó a cabo un proceso de adaptación cultural mediante evaluación de validez
de contenido por siete jueces expertos, con el objetivo de verificar la claridad, pertinencia y adecuación
cultural de los ítems al contexto peruano; complementariamente, se usó la fórmula de Penfield y Giacobbi
(46)
al 95 % de confianza bajo un criterio conservador
(47)
que exige que los intervalos de confianza inferiores sean
mayores de 0,7; en cuanto al análisis factorial exploratorio y confirmatorio se optó por dividir los datos en
submuestras equivalentes de 1 036 participantes para cada análisis. El análisis factorial exploratorio exige el
estudio de la linealidad, normalidad y multicolinealidad
(48)
las mismas que se comprobaron mediante una
matriz de correlaciones policóricas (Figura 1). No obstante, para la normalidad se usó la recomendación de
Ferrando y Anguiano-Carrasco
(49)
para comprobar la normalidad multivariada, el análisis arrojó un valor de
inferior al 0,05 que demuestra no normalidad, el mencionado resultado junto a la naturaleza ordinal de los
ítems, se optó por utilizar mínimos cuadrados ordinarios como método de factorización. En cuanto a los
hallazgos del AFC de trabajaron con el estimador WLSMV usando el software R Studio con el paquete
Lavaan, asimismo se optó por un método de rotación oblicua con índices de ajuste como CFI > 0,95; GFI > 0,93;
TLI > 0,90, RMSEA < 0,05, SRMR < 0,08.
(50)
En este sentido, se estimó la confiabilidad por consistencia interna
mediante el coeficiente omega de McDonald por ser un análisis de confiabilidad por consistencia interna
menos sensible a la cantidad de ítems.
(51)
Adicionalmente, se optó por someter el test a procesos de invarianza
métrica por CFA así como determinar baremos para la interpretación de la prueba con base a percentiles.
RESULTADOS
Análisis sociodemográfico
En este estudio participaron 2 072 adolescentes de entre 14 y 17 años, con una proporción ligeramente mayor
de varones (55, 5 %, n = 1 149) en comparación con las mujeres (44, 5 %, n = 923). Más de la mitad tenía
una edad entre 14 y 15 años (59, 9 %, n = 1241) y cursaba el tercer año de secundaria (36, 3 %). La mayoría
provenía de instituciones educativas públicas (84, 5 %, n = 1 751) y vivía con ambos padres (77, 5 %, n = 1605),
lo que sugiere un contexto familiar mayormente estable. En cuanto a su lugar de residencia, tres de cada
cuatro adolescentes residían en la ciudad de Juliaca (73, 7 %, n = 1 527), lo que refleja una predominante
concentración urbana de la muestra.
Tabla 1. Características sociodemográficas de los participantes (N = 2 072)
Nota: F = frecuencia; % = porcentaje. Los porcentajes han sido redondeados a un decimal, por lo que no pueden sumar exactamente
100 %.
Evidencias de validez basada en el contenido
La tabla 2 muestra los índices de validez basados en el contenido del instrumento de 16 ítems. Se encontró
que el 93,75 % de los ítems (15 ítems) demostraron ser claros, importantes para evaluar el constructo y
pertinentes en la dimensión correcta, ya que los limites inferiores del intervalo (Low) se encontraron por
encima de 0,70 valor requerido por un criterio más conservador,
(46)
no obstante, el ítem 2 demostró un intervalo
igual a 0,60 en el criterio relevancia. Otros detalles más específicos identificaron a los ítems 10 y 15 con
intervalos limítrofes a 0,70 en los criterios relevancia y representatividad y solo al ítem 16 en el criterio
relevancia y claridad, mientras que los ítems 7, 12 la conjunción y 13 presentaron índices limítrofes de 0,71
solo en el criterio claridad.
Tabla 2. Coeficientes V de Aiken (IC del 95 %, n = 8)
Nota: M: media aritmética, DE: desviación estándar, V es el coeficiente V de Aiken, Low – Up: son intervalos de confianza inferior
y superior respectivamente.
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Evidencia de validez basada en el constructo
La figura 1 muestra un mapa de calor basado en la matriz policórica de los 16 ítems. Se evidencia que los
ítems del 1 al 6 presentaron correlaciones más altas con coeficientes que oscilan entre 0,47 y 0,88, la segunda
zona significativamente correlacionada se encuentra entre los ítems 7 al 11 con coeficientes de correlación
entre 0,55 y 0,76 mientras que la tercera zona entre los ítems 12 al 16 mostro correlación entre 0,37 y 0,61,
lo que evidencia una esperada agrupación de ítems por cada factor muy similar a lo esperado teóricamente,
no obstante, los ítems 12, 14 y 16 mostraron correlaciones entre 0,44 y 0,67 con los ítems del primer factor,
agrupación no previsible estadísticamente.
Figura 1. Matriz policórica
Nota: Los cuadrantes en rojo indican la agrupación esperada desde el enfoque teórico, no representa un análisis adyacente a la
matriz policórica, el valor cercano a 1 se presenta de color azul; mientras que, el rojo al -1 y un color tenue o blanco representa
coeficientes ínfimos.
Análisis factorial exploratorio
El análisis factorial exploratorio obtenido a partir del 50 % inicial de los encuestados dio como resultado una
solución factorial de tres dimensiones con KMO de 0,903 con prueba de esfericidad de Bartlett de 0,000, esta
solución logró explicar el 56,7 % de la varianza con los 16 ítems muy similares a la matriz policórica y teórica
donde el factor 1 se conformó por los ítems 1 al 6, el factor 2 por los ítems 7 al 11, el factor 3 por los ítems
13 y 15 sin embargo los ítems 12, 14 y 16 mostraron cargas más altas dentro del factor 1, al verificar las
cargas superiores a 0.2 se encontró que estos ítems saturan el F3 con cargas de 0,357, 0,270 y 0,229
respectivamente.
Tabla 3. Cargas de los Factores
Nota: El método de rotación aplicado fue oblimin.
Análisis factorial confirmatorio
La tabla 4 presenta los índices de ajuste del modelo obtenidos mediante AFC utilizando modelos de ecuaciones
estructurales. El modelo 1 procesado por rotación oblicua mostró índices de ajuste de modelo, sin embargo al
observar las cargas factoriales y residuos asociados a cada ítem (ver figura 2A) encontramos que el ítem 15
alcanzó un residuo de 0,72, al excluirlo generamos un segundo modelo con mejores índices (TLI = 0,995,
CFI = 0,996, GFI = 0,996, NFI = 0,995, SRMR = 0,046 y RMSEA = 0,051), no obstante, encontramos que
el ítem 13 demostró un residuo de 0,71 (ver figura 2-b) lo que motivo a la exclusión del ítem 13 generando
un tercer modelo con índices de ajuste esperados. A pesar de esto, el modelo 2 se presenta como el más
adecuado, decisión que se discute más adelante.
Tabla 4. Índices de ajuste por CFA
Nota: El modelo 1 se procesó con una estructura basada en tres dimensiones con 16 ítems, el modelo 2 tiene 3 dimensiones con 15
ítems ya que se excluye al ítem 15, el modelo 3 tiene 3 dimensiones sin los ítems 13 y 15. Todos los modelos se procesaron con
rotación oblicua. (*) se trata del modelo elegido como adecuado.
Figura 2. Semplot de los modelos 1 y 2
A)
B)
Invarianza métrica
no sobrepasan 0.01 entre cada método de contraste; esto indica que la escala es equivalente entre varones y
mujeres, así como por edades entre 14 a 15 años y entre 16 y17 años.
Tabla 5. Invarianza métrica por sexo (Masculino = 552, Femenino = 484) y por edad (14 - 15 años = 622,
16 - 17 años = 414)
Confiabilidad por consistencia interna
Se aplicó el coeficiente omega de McDonald en su versión unidimensional con intervalos de confianza del
95 % lo que mostró que la primera dimensión, denominada “Creencias erróneas acerca del control del peso
cuanto a la dimensión “Experimentación de emociones agradables al comer” se evidencio una adecuada
confianza de 0,754 a 0,798.
Tabla 6. Confiabilidad por consistencia interna por factor
DISCUSIÓN
El presente estudio tuvo como objetivo adaptar y validar el cuestionario de emociones y creencias acerca de
la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la región de Puno, considerando el creciente riesgo de
adolescentes presenta algún tipo de TCA, lo cual evidencia la necesidad de contar con herramientas adecuadas
para su detección.
(52)
El CECAP busca evaluar emociones y creencias vinculadas a la alimentación, variables
que, según investigaciones previas, están asociadas al desarrollo de conductas alimentarias desadaptativas.
(53,54)
En este estudio, se buscó asegurar que el CECAP adaptado al contexto peruano realmente mida lo que se
propone, por lo cual se evaluó su validez basada en el contenido. Para ello, se utilizó el coeficiente V de
Aiken, poniendo especial atención en que los ítems fueran claros, relevantes y representativos. Diversos
autores, como Charter
(55)
y Ventura-León,
(56)
sugieren que el umbral de 0,70 para V de Aiken es adecuado
para validar la calidad de los ítems durante la adaptación transcultural. Por ello, la revisión individual de
ítems con valores cercanos al umbral asegura no solo el cumplimiento de estándares estadísticos, sino
también la pertinencia cultural y conceptual del instrumento, fortaleciendo su utilidad práctica en la población
peruana.
Además, se evaluó la validez basada en el constructo del CECAP, utilizando la matriz policórica, una técnica
especialmente recomendada para examinar la estructura interna de escalas tipo Likert.
(57,58)
Los resultados
revelaron tres factores bien definidos que respaldan la estructura teórica original del instrumento, lo que
sugiere que la adaptación al contexto peruano ha sido adecuada.
(17)
No obstante, algunas correlaciones entre
grupos de ítems distintos podrían estar reflejando particularidades culturales o dimensiones compartidas,
algo común en procesos de adaptación transcultural.
(59)
En conjunto, estos hallazgos refuerzan la validez del
constructo y abren la puerta a futuros estudios confirmatorios que permitan seguir afinando la estructura del
instrumento en distintos contextos.
(60)
En cuanto a los hallazgos obtenidos en el Análisis Factorial Exploratorio (AFE) evidenciaron una estructura
tridimensional adecuada, sustentada por un índice de adecuación muestral KMO de 0,903 y una prueba de
esfericidad de Bartlett significativa lo que respalda la pertinencia del análisis y adecuación de los datos para
la reducción factorial.
(61)
Simultáneamente, se utilizó también el método de estimación de mínimos cuadrados
no ponderados (ULS) sobre la matriz de correlaciones policóricas, el cual es recomendado para variables
ordinales como Likert.
(57,62)
De este modo, se realizó el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC), el cual muestra índices de ajuste obtenidos
(CFI = 0,979, TLI = 0,975, RMSEA = 0,058, SRMR = 0,057) se encuentran dentro de los rangos adecuados,
lo que indica que el modelo presenta un buen ajuste.
(1)
Así también, en comparación al instrumento original
muestra resultados favorables, lo que sugiere que la estructura del instrumento es funcional en ambos contextos
culturales.
(17)
En cuanto a las modificaciones del instrumento, se optó por la eliminación del ítem 15 (“Me fijo en el peso
de las personas”), debido a que presentó un residuo estandarizado de 0,72. Aunque el valor no supera el
umbral ya establecido para ser considerado un mal ajuste local (+2,5), sí refleja una discrepancia resaltante
que sugiere una inconsistencia entre el modelo teórico y los datos obtenidos.
(63)
No solo resalta la consideración
estadística, el ítem no reflejaba adecuadamente la intención evaluativa de la dimensión “Importancia que se
le otorga al peso corporal”, ya que hace referencia a una observación externa del peso ajeno, mientras que los
demás ítems de la dimensión se enfocan en creencias internalizadas y autorreferencias acerca del propio
peso, aspecto fundamental en la construcción de la autoimagen corporal.
(17)
Según Ramos et al.
(64)
detalla que la percepción del peso corporal se relaciona estrechamente con la autoestima
y las emociones hacia uno mismo, y no con actitudes evaluativas hacia las demás personas como hace
referencia este ítem. En este sentido, aunque el ítem 13 (“Pienso que el peso de las personas es importante”),
presentó un residuo de 0,71, fue conservado debido a que mantiene mejor ajuste teórico con la dimensión
relacionada al valor asignado al peso corporal en la experiencia personal
(63)
. Asimismo, cabe resaltar que se
respetó el criterio técnico que recomienda mantener un mínimo de cuatro ítems por factor para asegurar
estabilidad en la estimación del constructo y un modelo con mayor consistencia estructural.
(65)
Para comprobar que el CECAP funciona de manera consistente entre diferentes grupos, se realizó un análisis
de invarianza métrica. Los resultados mostraron que la estructura del instrumento se mantiene estable según
el género y la edad, en adolescentes de la región de Puno. El modelo de tres dimensiones y 15 ítems presentó
y los cambios observados entre los modelos configural, métrico, escalar y estricto fueron mínimos,
cumpliendo los estándares propuestos por Chen.
(66)
Los resultados obtenidos coinciden con investigaciones que han confirmado la estabilidad factorial de
instrumentos similares en adolescentes. Perpiña et al.
(37)
validó la Emotional Eating Scale for Children and
Adolescents, confirmando su estructura mediante análisis factorial confirmatorio. De manera similar, Lobera
et al.
(38)
adaptó la versión española de la Irrational Food Beliefs Scale, identificando dimensiones bien definidas
y con adecuados indicadores de validez. En conjunto, estas evidencias refuerzan la solidez del CECAP como
un instrumento útil y confiable para comparar creencias y emociones relacionadas con la alimentación y el
peso en distintos grupos, minimizando posibles sesgos de interpretación.
En cuanto a la confiabilidad, el CECAP fue evaluado mediante el coeficiente omega de McDonald, obteniendo
valores sólidos en cada de sus dimensiones: “Creencias erróneas acerca del control del peso corporal”
Kalogiratou et al.
(40)
Lobera et al.
(38)
adaptaron una escala sobre creencias irracionales alimentarias en adolescentes, reportando
buena consistencia interna y estructura factorial clara.
En conjunto, estos hallazgos respaldan de manera sólida la fiabilidad del CECAP en la población adolescente,
posicionándolo como una herramienta adecuada para evaluar creencias y emociones sobre la alimentación y
peso. En cuanto a la estimación de la consistencia interna, se optó por utilizar el omega de McDonald, a
diferencia de estudios previos que emplearon el alfa de Cronbach, ya que proporciona estimaciones más
precisas en presencia de cargas factoriales desiguales o estructuras multidimensionales. Como sostiene
Ventura-León
(56)
, el alfa de Cronbach puede generar estimaciones poco confiables, recomendando el uso del
omega como una alternativa más sólida y actualizada.
En cuanto a las limitaciones del estudio, destaca el uso de un muestreo no probabilístico, lo cual restringe la
generalización de los resultados a la población adolescente en conjunto. Adicionalmente, la recolección de
datos mediante autoinforme podría haber estado influenciada por la deseabilidad social; no obstante, se
intentó mitigar este sesgo mediante la sensibilización previa de los participantes respecto a la importancia de
brindar respuestas honestas.
Finalmente, la aplicación del cuestionario se limitó a adolescentes de instituciones educativas de Puno y
Juliaca, lo que podría restringir la representatividad de los hallazgos en relación con la diversidad cultural,
lingüística y socioeconómica presente en otras regiones del país. Por ello, se recomienda que en futuras
investigaciones se utilice una muestra más amplia y representativa, a fin de obtener resultados que reflejen
con mayor precisión dicha diversidad en otras provincias o regiones del país.
CONCLUSIONES
El presente estudio evidenció que la versión adaptada del Cuestionario de Emociones y Creencias sobre la
Alimentación y el Peso (CECAP) presenta adecuadas propiedades psicométricas en adolescentes de la región
de Puno, Perú. La evidencia de validez de contenido mostró vales de V de Aiken superiores a 0,70, lo que
indica una adecuada claridad y pertinencia cultural de los ítems. En cuanto a la validez de constructo, análisis
factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el análisis factorial confirmatorio (CFI = 0,979;
TLI = 0,975; RMSEA = 0,058; SRMR = 0,057) corroboraron una estructura tridimensional consistente con
Finalmente, los coeficientes de omega de McDonald, con valores 0,776 y 0,895, reflejaron una adecuada
consistencia interna en todas las dimensiones del instrumento.
En términos generales, los resultados respaldan el uso del CECAP como un instrumento válido, fiable y
culturalmente pertinente para la evaluación de creencias y emociones alimentarias en adolescentes andinos.
Su implementación en ámbitos educativos y de salud mental favorece la identificación y prevención de
conductas alimentarias de riesgo asociadas a trastornos de la conducta alimentaria. Se sugiere que futuras
investigaciones amplíen el tamaño muestral e incorporen variables contextuales, como el entorno familiar y
las condiciones socioeconómicas, a fin de lograr una comprensión más integral de este fenómeno.
Financiamiento: la investigación fue financiada por los propios autores.
Agradecimientos: Se agradece a los adolescentes y docentes de las instituciones educativas de Puno y Juliaca
por su participación y colaboración durante el desarrollo del estudio.
Conflictos de intereses: Los autores declaran que no existe ningún conflicto de interés financiero, personal o
institucional que pudiera haber influido en los resultados o la interpretación del presente estudio.
Declaración de contribución:Todos los autores contribuyeron de manera equitativa en la concepción, del
estudio, el diseño metodológico, la recolección de datos, el análisis, la interpretación de resultados y la redacción
del manuscrito. Además, revisaron críticamente el contenido, aprobaron la versión final y asumen responsabilidad
conjunta por la integridad y exactitud del trabajo presentado.
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Adaptación y validación del Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el
Peso (CECAP)
Adaptation and validation of the emotions and beliefs about eating and weight questionnaire
(CECAP)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.02
Autores:
Winston Yoel Flores Yana - https://orcid.org/0009-0009-4987-5290
Meljhi Nikol Choquecahua Espinoza - https://orcid.org/0009-0006-8188-7505
Danaly Ceydi Mamani Mamani - https://orcid.org/0009-0004-7823-5093
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Puno, Perú.
Autor de correspondencia: Winston Yoel Flores Yana. Universidad Peruana Unión, Juliaca, Puno, Perú.
Dirección postal: Salida Arequipa, Km 6, Chullunquiani, Juliaca, Perú. Email: winston.flores@upeu.edu.pe.
Teléfono: +51 973733898.
Recibido: 15 de octubre de 2025 Aceptado: 06 de marzo de 2026
RESUMEN
El objetivo del estudio fue adaptar y validar el Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación
y el Peso (CECAP) en adolescentes de la región de Puno, Perú. Participaron 2 072 estudiantes de entre 14 a
18 años, seleccionados mediante un muestreo no probabilístico. La validez de contenido, medida con el
coeficiente V de Aiken, mostró valores por encima de 0.70, lo que evidenció la claridad y pertinencia de los
ítems. El análisis factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el confirmatorio (CFI = 0,996;
TLI = 0,995; RMSEA = 0,051; SRMR = 0,046) mostraron una estructura de tres dimensiones, consistente y
bien alineada con el modelo teórico original. Además, se revisó su la estructura factorial se mantenía igual
apuntaron a una adecuada consistencia interna. En resumen, la versión adaptada del CECAP muestra propiedades
psicométricas apropiadas y resulta valida y confiable, así que puede usarse como una herramienta útil para
evaluar las creencias y las emociones sobre la alimentación y el peso en adolescentes peruanos.
Palabras clave: emociones; adolescente; conducta alimentaria.
ABSTRACT
The aim of this study was to adapt and validate the Questionnaire of Emotions and Beliefs about Food and
Weight (CECAP) in adolescents from the Puno region of Peru. A total of 2,072 students aged 14 to 18 years
participated, selected using non-probability sampling. Content validity, measured using Aiken's V coefficient,
showed values above 0.70, demonstrating the clarity and relevance of the items. Exploratory factor analysis
(KMO = 0.903; Bartlett p < 0.001) and confirmatory factor analysis (CFI = 0.996; TLI = 0.995; RMSEA = 0.051;
SRMR = 0.046) revealed a three-dimensional structure, consistent and well-aligned with the original theoretical
model. Furthermore, the factor structure was verified to be consistent across gender and age groups.
consistency. In summary, the adapted version of the CECAP shows appropriate psychometric properties
and is valid and reliable, so it can be used as a useful tool to assess beliefs and emotions about food and
weight in Peruvian adolescents.
Keywords: Emotions; Adolescent; Eating Behavior.
INTRODUCCIÓN
Las enfermedades no transmisibles ocasionan aproximadamente de cinco millones de muertes al año.
(1)
En
este contexto, se estima que más de 390 millones de jóvenes en el mundo presentan sobrepeso, lo que refleja
una problemática de alcance global.
(2)
En un estudio español con 4 362 adolescentes, se identificó que el 9,6 %
de las chicas y el 1,7 % de los chicos mostraron indicios de trastornos alimentarios, reflejando una mayor
preocupación femenina por la imagen corporal.
(3)
Estos resultados permiten comprender que la influencia de
las emociones en el comportamiento alimentario es relevante, ya que pueden modificar el apetito y la
frecuencia de consumo alimenticio, generando alteraciones en la ingesta.
(4)
Cuando dichas variaciones superan
la capacidad de autorregulación cognitiva y fisiológica, se asocian con riesgos para la salud.
(5)
En el Perú, el Seguro Social de Salud (EsSalud señalo que, durante la pandemia, los casos de trastornos de
conducta alimentaria en adolescentes llegaron a duplicarse, afectando incluso a menores desde los 11 años.
(6)
Asimismo, se estima que el 51 % de la población experimenta inseguridad alimentaria,
(7)
mientras que
aproximadamente el 5 % de los adolescentes presenta alteraciones nutricionales, con mayor prevalencia en
mujeres jóvenes.
(8)
En este contexto, el estigma relacionado con el peso corporal se asocia con la alimentación
emocional, definida como la tendencia a aumentar o reducir la ingesta frente a emociones como la ira,
miedo, tristeza o la ansiedad.
(9)
Estas emociones negativas se relacionan con patrones alimentarios como
adaptativos, entre ellos la sobrealimentación emocional, la cual favorece el consumo elevado de alimentos
altos en grasa y azúcares y limita la capacidad de autoregular la ingesta.
(10)
De manera complementaria, se ha evidenciado que el estrés emocional también incrementa los niveles de
cortisol, lo que puede influir en la elección de alimentos poco saludables como forma de aliviar el malestar.
(11)
Esta dinámica se agrava por la exposición constante al estigma del peso, que eleva el cortisol y fomenta la
preferencia por alimentos calóricos, reforzando los patrones de alimentación emocional.
(12)
A pesar de ello,
el estigma del peso no solo se vincula con la alimentación emocional, sino también con un mayor aislamiento
social y una menor búsqueda de apoyo emocional, intensificando el ciclo de malestar psicológico y los
comportamientos alimentarios desadaptativos.
(13)
La conducta alimentaria está influida por factores socioculturales, creencias, entorno y emociones, los cuales
determinan los hábitos adquiridos en la infancia, lo que condiciona las prácticas alimentarias actuales.
(14)
Estudios realizados en el Perú señalan que los adolescentes presentan un alto riesgo nutricional, enfrentando
problemáticas como el sobrepeso, la obesidad y la anemia, y evidencian la escasez de investigaciones que
analicen los factores socioculturales que influyen en los hábitos alimentarios. Esta situación limita y dificulta
el desarrollo en la implementación de intervenciones en la salud pública que sean pertenecientes desde el
punto de vista cultural.
(15)
Del mismo modo, se ha reconocido que factores individuales, como dificultades
económicas para el acceso de alimentos y la preocupación por el aspecto físico, influyendo significativamente
en las conductas alimentarias de los adolescentes.
(16)
En este sentido, es fundamental abordar el estigma
asociado al peso desde un enfoque integral, considerando tanto aspectos psicológicos como los procesos
fisiológicos.
(17)
En relación con las emociones acerca de la alimentación y el peso, las diferentes reacciones emocionales
tienen efectos significativos a la hora de la ingesta de alimentos, lo cual provoca que el individuo ingiera una
cantidad excesiva de alimentos o viceversa, afectando sus hábitos alimenticios.
(18)
Estas investigaciones
abordan sobre estados emocionales negativos como el miedo o la depresión.
(19,20)
Un análisis psicosomático
ha demostrado que las personas con TCA consumen o dejan de consumir alimentos, ante emociones negativas
como una conducta aprendida orientada a disminuir el malestar emocional.
(21)
Como el comer en exceso en
respuesta a emociones negativas, como la ansiedad o irritabilidad emocional.
(22)
Respecto a las creencias acerca de la alimentación y el peso, se han revisado varios estudios los cuales señalan
que la percepción de la imagen corporal es generada en su mayoría por estereotipos o problemas sociales,
que afectan tanto a los adolescentes como adultos;
(23,24)
asimismo, hace alusión a creencias erróneas, referente
al peso y la alimentación que se asocian con conductas de restricción o exceso alimentario.
(17)
Diversos
medios de comunicación fomentan estereotipos de belleza irrealizables, creando una presión social que
impacta particularmente a los adolescentes y adultos jóvenes.
(25)
Creencias erróneas acerca del control del peso corporal, la autopercepción de una persona no siempre
manifiesta la realidad, dado que el peso está influenciado por muchos factores, como la edad, el género, la
familia, los compañeros, los medios y el origen étnico
(26)
La insatisfacción con la imagen corporal, el disgusto
por el cuerpo y el desdén pueden contribuir a los efectos negativos del aumento de peso en la salud.
(27)
La
forma en que percibimos nuestro peso influye significativamente en cómo nos sentimos con nosotros
mismos, cuando creemos que tener sobrepeso u obesidad es un reflejo de cualidades negativas que puede
dañarnos significativamente en nuestra autoestima.
(28)
Experimentación de emociones agradables al comer, la motivación humana para comer, así como la cantidad,
frecuencia y elección del consumo de alimentos, están influenciadas por variables que no están directamente
relacionadas con las necesidades fisiológicas ni con el valor nutricional de los alimentos, lo cual conlleva a
que cuando las personas hacen referencia a una emoción negativa dan por consecuencia a la ingesta impulsiva;
por otro lado, cuando prevalecen las emociones positivas, el aumento de la alimentación les proporciona
placer.
(29,30)
Adicionalmente, se ha comprobado que una emoción positiva también provoca una mayor ingesta
de alimentos no solo por el placer de consumir los alimentos
(31)
La importancia que se otorga al peso corporal es un asunto altamente ético en el debate público y en la
medicina.
(32–34)
Las normas sociales dictan que tener bajo peso o un peso "normal" es saludable, y los críticos
tratan a las personas con sobrepeso y obesidad: se les atribuye con frecuencia una carga moral, puesto que un
elemento central de la moralidad es que las características personales deseables dictan que el peso debe
ajustarse a estándares sociales predeterminados, por lo que emergen las cualidades morales del esfuerzo y el
autocontrol.
(32,35)
De esta forma, la creencia social de que el peso es controlable y que el exceso de peso refleja
inmoralidad por falta de esfuerzo y autocontrol es muy común tanto en la población general como en personas
que padecen obesidad.
(32,36)
En Europa, específicamente en España se validó el instrumento EES-C aplicada a 199 participantes de 9 a 16
años, confirmó un modelo factorial de cinco dimensiones (CFI = 0,935; GFI = 0,850; AGFI = 0,816; SRMR = 0,066;
(37)
Así también el instrumento IFBS
administrado a 323 jóvenes de 12 a 20 años, presentó una estructura bifactorial con adecuada medida muestral
con indicadores psicológicos y de salud.
(38)
En Barcelona, el EEQ validado en 354 sujetos de 12 a 39 años mostró consistencia interna adecuada en sus
(39)
En Grecia, la
EES-C validada en 139 estudiantes de 9 a 14 años, el AFE explicó el 47,67 % de la varianza total, con
indicadores de adecuación muestral satisfactorios (KMO = 0,869; Bartlett p < 0,001) y con alta consistencia
(40)
Otra versión adaptada de la EES-C en Turquía aplicada a 576 niños y adolescentes
CFI = 0,97), confirmando la robustez psicométrica del instrumento.
(41)
Por otra parte, diversos estudios realizados en América Latina respaldan la validez de estas escalas en distintos
contextos por ejemplo en México el instrumento CECAP, con 1 833 adolescentes de 14 a 18 años mostró
(17)
Y finalmente en Chile el instrumento
CFPQ-Teen aplicado a 473 adolescentes mostró un modelo de cuatro factores con buen ajuste (CFI = 0,965;
invariancia métrica y escalar por género, sin diferencias significativas entre hombres y mujeres.
(42)
Con base a lo expuesto, las bondades del instrumento que se pretende adaptar al contexto peruano, no se
centra en las patologías asociados a los TCA, como muchos otros instrumentos lo realizan; sino, lo que se
busca con este instrumento es indagar las creencias y emociones tanto positivas como negativas sobre la
alimentación y el peso que muchas veces son el detonante de los TCA, que tienen un mayor impacto en los
adolescentes y adultos jóvenes, facilitando la intervención temprana de dicha problemática.
(17)
Por ello, el
objetivo general de la presente investigación fue adaptar y analizar las propiedades psicométricas del
Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el Peso (CECAP) al contexto peruano
y analizar la validez y confiabilidad en jóvenes de la región de Puno; asimismo, tiene como objetivos
específicos determinar la validez de contenido, constructo, la confiabilidad y la invarianza métrica del
cuestionario de emociones y creencias acerca de la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la
región de Puno.
MÉTODO
La investigación es de enfoque psicométrico, centrada en analizar las propiedades psicométricas del instru-
mento, mediante su aplicación, el análisis de puntajes e interpretación de resultados. Asimismo, se empleó
un diseño no experimental, ya que no implica la manipulación de variables, y corresponde a un corte trans-
versal, ya que busca recopilar y analizar datos de un sector de la población en un momento específico.
(43)
Participantes
La población estuvo constituida por jóvenes de las ciudades de Puno y Juliaca, ubicadas en el sur del Perú.
Dicha población es finita, ya que corresponde a un número determinado de estudiantes matriculados en
instituciones educativas de nivel secundario en ambas ciudades durante el año de aplicación del estudio. De
esta población se obtuvo una muestra de 2 072, de los cuales 537 correspondieron a la ciudad de Puno y 1
535 a Juliaca. La muestra se seleccionó mediante un muestreo no probabilístico, de tipo por conveniencia
basado en los criterios de selección y recursos de los investigadores.
(44)
Asimismo, este tamaño muestral
resulta mayor al estándar recomendado para análisis factoriales, que recomienda contar con 20 participantes
por ítem;
(45)
considerando que el instrumento posee 16 ítems, el tamaño mínimo requerido sería 320
participantes, cifra ampliamente superada por la muestra del presente estudio.
Para participar en el estudio se tomó como primer requisito el consentimiento y asentimiento informado, en
la misma línea, los candidatos debían tener entre 14 a 18 años, ambos sexos y que residieron durante la
evaluación en las ciudades de Puno y Juliaca, no se permitió la participación de personas con una nacionalidad
distinta a la peruana, ni de aquellas con alguna discapacidad permanente o temporal que les impidiera
comprender y responder adecuadamente las preguntas. Finalmente, se excluyeron las encuestas que estuvieron
incompletas o que tuvieran respuestas sesgadas en una sola categoría.
Instrumento
El instrumento adaptado en el contexto peruano fue el Cuestionario de emociones y creencias acerca de la
alimentación y el peso (CECAP). Dicho cuestionario es originario de la Ciudad de México y fue creado por
Silva y Gonzáles
(17)
. Este instrumento permite identificar con mayor comprensión las razones que explican
la sobreingesta o subingesta en adolescentes (14 a 18 años), considerando que, en muchos casos, podrían
estar influenciados por creencias inadecuadas o utilizando una alimentación como una estrategia disfuncional
de regulación emocional. El instrumento original consta de tres dimensiones y 16 ítems compuesto por la
escala tipo Likert (Nunca = 1, Algunas veces = 2, Con frecuencia = 3, Siempre = 4). El instrumento muestra
evidencias de validez adecuadas, así también se ha encontrado apropiados índices de bondad de ajuste
-
(17)
Análisis de datos
Dado que el instrumento original se encuentra en idioma español, no fue necesario realizar un proceso de
traducción. No obstante, se llevó a cabo un proceso de adaptación cultural mediante evaluación de validez
de contenido por siete jueces expertos, con el objetivo de verificar la claridad, pertinencia y adecuación
cultural de los ítems al contexto peruano; complementariamente, se usó la fórmula de Penfield y Giacobbi
(46)
al 95 % de confianza bajo un criterio conservador
(47)
que exige que los intervalos de confianza inferiores sean
mayores de 0,7; en cuanto al análisis factorial exploratorio y confirmatorio se optó por dividir los datos en
submuestras equivalentes de 1 036 participantes para cada análisis. El análisis factorial exploratorio exige el
estudio de la linealidad, normalidad y multicolinealidad
(48)
las mismas que se comprobaron mediante una
matriz de correlaciones policóricas (Figura 1). No obstante, para la normalidad se usó la recomendación de
Ferrando y Anguiano-Carrasco
(49)
para comprobar la normalidad multivariada, el análisis arrojó un valor de
inferior al 0,05 que demuestra no normalidad, el mencionado resultado junto a la naturaleza ordinal de los
ítems, se optó por utilizar mínimos cuadrados ordinarios como método de factorización. En cuanto a los
hallazgos del AFC de trabajaron con el estimador WLSMV usando el software R Studio con el paquete
Lavaan, asimismo se optó por un método de rotación oblicua con índices de ajuste como CFI > 0,95; GFI > 0,93;
TLI > 0,90, RMSEA < 0,05, SRMR < 0,08.
(50)
En este sentido, se estimó la confiabilidad por consistencia interna
mediante el coeficiente omega de McDonald por ser un análisis de confiabilidad por consistencia interna
menos sensible a la cantidad de ítems.
(51)
Adicionalmente, se optó por someter el test a procesos de invarianza
métrica por CFA así como determinar baremos para la interpretación de la prueba con base a percentiles.
RESULTADOS
Análisis sociodemográfico
En este estudio participaron 2 072 adolescentes de entre 14 y 17 años, con una proporción ligeramente mayor
de varones (55, 5 %, n = 1 149) en comparación con las mujeres (44, 5 %, n = 923). Más de la mitad tenía
una edad entre 14 y 15 años (59, 9 %, n = 1241) y cursaba el tercer año de secundaria (36, 3 %). La mayoría
provenía de instituciones educativas públicas (84, 5 %, n = 1 751) y vivía con ambos padres (77, 5 %, n = 1605),
lo que sugiere un contexto familiar mayormente estable. En cuanto a su lugar de residencia, tres de cada
cuatro adolescentes residían en la ciudad de Juliaca (73, 7 %, n = 1 527), lo que refleja una predominante
concentración urbana de la muestra.
Tabla 1. Características sociodemográficas de los participantes (N = 2 072)
Nota: F = frecuencia; % = porcentaje. Los porcentajes han sido redondeados a un decimal, por lo que no pueden sumar exactamente
100 %.
Evidencias de validez basada en el contenido
La tabla 2 muestra los índices de validez basados en el contenido del instrumento de 16 ítems. Se encontró
que el 93,75 % de los ítems (15 ítems) demostraron ser claros, importantes para evaluar el constructo y
pertinentes en la dimensión correcta, ya que los limites inferiores del intervalo (Low) se encontraron por
encima de 0,70 valor requerido por un criterio más conservador,
(46)
no obstante, el ítem 2 demostró un intervalo
igual a 0,60 en el criterio relevancia. Otros detalles más específicos identificaron a los ítems 10 y 15 con
intervalos limítrofes a 0,70 en los criterios relevancia y representatividad y solo al ítem 16 en el criterio
relevancia y claridad, mientras que los ítems 7, 12 la conjunción y 13 presentaron índices limítrofes de 0,71
solo en el criterio claridad.
Tabla 2. Coeficientes V de Aiken (IC del 95 %, n = 8)
Nota: M: media aritmética, DE: desviación estándar, V es el coeficiente V de Aiken, Low – Up: son intervalos de confianza inferior
y superior respectivamente.
Evidencia de validez basada en el constructo
La figura 1 muestra un mapa de calor basado en la matriz policórica de los 16 ítems. Se evidencia que los
ítems del 1 al 6 presentaron correlaciones más altas con coeficientes que oscilan entre 0,47 y 0,88, la segunda
zona significativamente correlacionada se encuentra entre los ítems 7 al 11 con coeficientes de correlación
entre 0,55 y 0,76 mientras que la tercera zona entre los ítems 12 al 16 mostro correlación entre 0,37 y 0,61,
lo que evidencia una esperada agrupación de ítems por cada factor muy similar a lo esperado teóricamente,
no obstante, los ítems 12, 14 y 16 mostraron correlaciones entre 0,44 y 0,67 con los ítems del primer factor,
agrupación no previsible estadísticamente.
Figura 1. Matriz policórica
Nota: Los cuadrantes en rojo indican la agrupación esperada desde el enfoque teórico, no representa un análisis adyacente a la
matriz policórica, el valor cercano a 1 se presenta de color azul; mientras que, el rojo al -1 y un color tenue o blanco representa
coeficientes ínfimos.
Análisis factorial exploratorio
El análisis factorial exploratorio obtenido a partir del 50 % inicial de los encuestados dio como resultado una
solución factorial de tres dimensiones con KMO de 0,903 con prueba de esfericidad de Bartlett de 0,000, esta
solución logró explicar el 56,7 % de la varianza con los 16 ítems muy similares a la matriz policórica y teórica
donde el factor 1 se conformó por los ítems 1 al 6, el factor 2 por los ítems 7 al 11, el factor 3 por los ítems
13 y 15 sin embargo los ítems 12, 14 y 16 mostraron cargas más altas dentro del factor 1, al verificar las
cargas superiores a 0.2 se encontró que estos ítems saturan el F3 con cargas de 0,357, 0,270 y 0,229
respectivamente.
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Tabla 3. Cargas de los Factores
Nota: El método de rotación aplicado fue oblimin.
Análisis factorial confirmatorio
La tabla 4 presenta los índices de ajuste del modelo obtenidos mediante AFC utilizando modelos de ecuaciones
estructurales. El modelo 1 procesado por rotación oblicua mostró índices de ajuste de modelo, sin embargo al
observar las cargas factoriales y residuos asociados a cada ítem (ver figura 2A) encontramos que el ítem 15
alcanzó un residuo de 0,72, al excluirlo generamos un segundo modelo con mejores índices (TLI = 0,995,
CFI = 0,996, GFI = 0,996, NFI = 0,995, SRMR = 0,046 y RMSEA = 0,051), no obstante, encontramos que
el ítem 13 demostró un residuo de 0,71 (ver figura 2-b) lo que motivo a la exclusión del ítem 13 generando
un tercer modelo con índices de ajuste esperados. A pesar de esto, el modelo 2 se presenta como el más
adecuado, decisión que se discute más adelante.
Tabla 4. Índices de ajuste por CFA
Nota: El modelo 1 se procesó con una estructura basada en tres dimensiones con 16 ítems, el modelo 2 tiene 3 dimensiones con 15
ítems ya que se excluye al ítem 15, el modelo 3 tiene 3 dimensiones sin los ítems 13 y 15. Todos los modelos se procesaron con
rotación oblicua. (*) se trata del modelo elegido como adecuado.
Figura 2. Semplot de los modelos 1 y 2
A)
B)
Invarianza métrica
no sobrepasan 0.01 entre cada método de contraste; esto indica que la escala es equivalente entre varones y
mujeres, así como por edades entre 14 a 15 años y entre 16 y17 años.
Tabla 5. Invarianza métrica por sexo (Masculino = 552, Femenino = 484) y por edad (14 - 15 años = 622,
16 - 17 años = 414)
Confiabilidad por consistencia interna
Se aplicó el coeficiente omega de McDonald en su versión unidimensional con intervalos de confianza del
95 % lo que mostró que la primera dimensión, denominada “Creencias erróneas acerca del control del peso
cuanto a la dimensión “Experimentación de emociones agradables al comer” se evidencio una adecuada
confianza de 0,754 a 0,798.
Tabla 6. Confiabilidad por consistencia interna por factor
DISCUSIÓN
El presente estudio tuvo como objetivo adaptar y validar el cuestionario de emociones y creencias acerca de
la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la región de Puno, considerando el creciente riesgo de
adolescentes presenta algún tipo de TCA, lo cual evidencia la necesidad de contar con herramientas adecuadas
para su detección.
(52)
El CECAP busca evaluar emociones y creencias vinculadas a la alimentación, variables
que, según investigaciones previas, están asociadas al desarrollo de conductas alimentarias desadaptativas.
(53,54)
En este estudio, se buscó asegurar que el CECAP adaptado al contexto peruano realmente mida lo que se
propone, por lo cual se evaluó su validez basada en el contenido. Para ello, se utilizó el coeficiente V de
Aiken, poniendo especial atención en que los ítems fueran claros, relevantes y representativos. Diversos
autores, como Charter
(55)
y Ventura-León,
(56)
sugieren que el umbral de 0,70 para V de Aiken es adecuado
para validar la calidad de los ítems durante la adaptación transcultural. Por ello, la revisión individual de
ítems con valores cercanos al umbral asegura no solo el cumplimiento de estándares estadísticos, sino
también la pertinencia cultural y conceptual del instrumento, fortaleciendo su utilidad práctica en la población
peruana.
Además, se evaluó la validez basada en el constructo del CECAP, utilizando la matriz policórica, una técnica
especialmente recomendada para examinar la estructura interna de escalas tipo Likert.
(57,58)
Los resultados
revelaron tres factores bien definidos que respaldan la estructura teórica original del instrumento, lo que
sugiere que la adaptación al contexto peruano ha sido adecuada.
(17)
No obstante, algunas correlaciones entre
grupos de ítems distintos podrían estar reflejando particularidades culturales o dimensiones compartidas,
algo común en procesos de adaptación transcultural.
(59)
En conjunto, estos hallazgos refuerzan la validez del
constructo y abren la puerta a futuros estudios confirmatorios que permitan seguir afinando la estructura del
instrumento en distintos contextos.
(60)
En cuanto a los hallazgos obtenidos en el Análisis Factorial Exploratorio (AFE) evidenciaron una estructura
tridimensional adecuada, sustentada por un índice de adecuación muestral KMO de 0,903 y una prueba de
esfericidad de Bartlett significativa lo que respalda la pertinencia del análisis y adecuación de los datos para
la reducción factorial.
(61)
Simultáneamente, se utilizó también el método de estimación de mínimos cuadrados
no ponderados (ULS) sobre la matriz de correlaciones policóricas, el cual es recomendado para variables
ordinales como Likert.
(57,62)
De este modo, se realizó el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC), el cual muestra índices de ajuste obtenidos
(CFI = 0,979, TLI = 0,975, RMSEA = 0,058, SRMR = 0,057) se encuentran dentro de los rangos adecuados,
lo que indica que el modelo presenta un buen ajuste.
(1)
Así también, en comparación al instrumento original
muestra resultados favorables, lo que sugiere que la estructura del instrumento es funcional en ambos contextos
culturales.
(17)
En cuanto a las modificaciones del instrumento, se optó por la eliminación del ítem 15 (“Me fijo en el peso
de las personas”), debido a que presentó un residuo estandarizado de 0,72. Aunque el valor no supera el
umbral ya establecido para ser considerado un mal ajuste local (+2,5), sí refleja una discrepancia resaltante
que sugiere una inconsistencia entre el modelo teórico y los datos obtenidos.
(63)
No solo resalta la consideración
estadística, el ítem no reflejaba adecuadamente la intención evaluativa de la dimensión “Importancia que se
le otorga al peso corporal”, ya que hace referencia a una observación externa del peso ajeno, mientras que los
demás ítems de la dimensión se enfocan en creencias internalizadas y autorreferencias acerca del propio
peso, aspecto fundamental en la construcción de la autoimagen corporal.
(17)
Según Ramos et al.
(64)
detalla que la percepción del peso corporal se relaciona estrechamente con la autoestima
y las emociones hacia uno mismo, y no con actitudes evaluativas hacia las demás personas como hace
referencia este ítem. En este sentido, aunque el ítem 13 (“Pienso que el peso de las personas es importante”),
presentó un residuo de 0,71, fue conservado debido a que mantiene mejor ajuste teórico con la dimensión
relacionada al valor asignado al peso corporal en la experiencia personal
(63)
. Asimismo, cabe resaltar que se
respetó el criterio técnico que recomienda mantener un mínimo de cuatro ítems por factor para asegurar
estabilidad en la estimación del constructo y un modelo con mayor consistencia estructural.
(65)
Para comprobar que el CECAP funciona de manera consistente entre diferentes grupos, se realizó un análisis
de invarianza métrica. Los resultados mostraron que la estructura del instrumento se mantiene estable según
el género y la edad, en adolescentes de la región de Puno. El modelo de tres dimensiones y 15 ítems presentó
y los cambios observados entre los modelos configural, métrico, escalar y estricto fueron mínimos,
cumpliendo los estándares propuestos por Chen.
(66)
Los resultados obtenidos coinciden con investigaciones que han confirmado la estabilidad factorial de
instrumentos similares en adolescentes. Perpiña et al.
(37)
validó la Emotional Eating Scale for Children and
Adolescents, confirmando su estructura mediante análisis factorial confirmatorio. De manera similar, Lobera
et al.
(38)
adaptó la versión española de la Irrational Food Beliefs Scale, identificando dimensiones bien definidas
y con adecuados indicadores de validez. En conjunto, estas evidencias refuerzan la solidez del CECAP como
un instrumento útil y confiable para comparar creencias y emociones relacionadas con la alimentación y el
peso en distintos grupos, minimizando posibles sesgos de interpretación.
En cuanto a la confiabilidad, el CECAP fue evaluado mediante el coeficiente omega de McDonald, obteniendo
valores sólidos en cada de sus dimensiones: “Creencias erróneas acerca del control del peso corporal”
Kalogiratou et al.
(40)
Lobera et al.
(38)
adaptaron una escala sobre creencias irracionales alimentarias en adolescentes, reportando
buena consistencia interna y estructura factorial clara.
En conjunto, estos hallazgos respaldan de manera sólida la fiabilidad del CECAP en la población adolescente,
posicionándolo como una herramienta adecuada para evaluar creencias y emociones sobre la alimentación y
peso. En cuanto a la estimación de la consistencia interna, se optó por utilizar el omega de McDonald, a
diferencia de estudios previos que emplearon el alfa de Cronbach, ya que proporciona estimaciones más
precisas en presencia de cargas factoriales desiguales o estructuras multidimensionales. Como sostiene
Ventura-León
(56)
, el alfa de Cronbach puede generar estimaciones poco confiables, recomendando el uso del
omega como una alternativa más sólida y actualizada.
En cuanto a las limitaciones del estudio, destaca el uso de un muestreo no probabilístico, lo cual restringe la
generalización de los resultados a la población adolescente en conjunto. Adicionalmente, la recolección de
datos mediante autoinforme podría haber estado influenciada por la deseabilidad social; no obstante, se
intentó mitigar este sesgo mediante la sensibilización previa de los participantes respecto a la importancia de
brindar respuestas honestas.
Finalmente, la aplicación del cuestionario se limitó a adolescentes de instituciones educativas de Puno y
Juliaca, lo que podría restringir la representatividad de los hallazgos en relación con la diversidad cultural,
lingüística y socioeconómica presente en otras regiones del país. Por ello, se recomienda que en futuras
investigaciones se utilice una muestra más amplia y representativa, a fin de obtener resultados que reflejen
con mayor precisión dicha diversidad en otras provincias o regiones del país.
CONCLUSIONES
El presente estudio evidenció que la versión adaptada del Cuestionario de Emociones y Creencias sobre la
Alimentación y el Peso (CECAP) presenta adecuadas propiedades psicométricas en adolescentes de la región
de Puno, Perú. La evidencia de validez de contenido mostró vales de V de Aiken superiores a 0,70, lo que
indica una adecuada claridad y pertinencia cultural de los ítems. En cuanto a la validez de constructo, análisis
factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el análisis factorial confirmatorio (CFI = 0,979;
TLI = 0,975; RMSEA = 0,058; SRMR = 0,057) corroboraron una estructura tridimensional consistente con
Finalmente, los coeficientes de omega de McDonald, con valores 0,776 y 0,895, reflejaron una adecuada
consistencia interna en todas las dimensiones del instrumento.
En términos generales, los resultados respaldan el uso del CECAP como un instrumento válido, fiable y
culturalmente pertinente para la evaluación de creencias y emociones alimentarias en adolescentes andinos.
Su implementación en ámbitos educativos y de salud mental favorece la identificación y prevención de
conductas alimentarias de riesgo asociadas a trastornos de la conducta alimentaria. Se sugiere que futuras
investigaciones amplíen el tamaño muestral e incorporen variables contextuales, como el entorno familiar y
las condiciones socioeconómicas, a fin de lograr una comprensión más integral de este fenómeno.
Financiamiento: la investigación fue financiada por los propios autores.
Agradecimientos: Se agradece a los adolescentes y docentes de las instituciones educativas de Puno y Juliaca
por su participación y colaboración durante el desarrollo del estudio.
Conflictos de intereses: Los autores declaran que no existe ningún conflicto de interés financiero, personal o
institucional que pudiera haber influido en los resultados o la interpretación del presente estudio.
Declaración de contribución:Todos los autores contribuyeron de manera equitativa en la concepción, del
estudio, el diseño metodológico, la recolección de datos, el análisis, la interpretación de resultados y la redacción
del manuscrito. Además, revisaron críticamente el contenido, aprobaron la versión final y asumen responsabilidad
conjunta por la integridad y exactitud del trabajo presentado.
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Factor 1
Factor 2
Factor 3
Unicidad
1. Pienso que todos los alimentos
engordan.
0,547
0,611
2. Pienso que, haga lo que haga,
engordo.
0,818
0,313
3. Pienso que, aunque no como,
engordo.
0,845
0,316
4. Pienso que, aunque como poco,
engordo.
0,895
0,245
5. Pienso que tiendo a ganar peso con
mayor facilidad que otros.
0,800
0,366
6. Aunque coma saludablemente,
gano peso.
0,717
0,547
7. Comer es un placer.
0,69
8
0,516
8. Comer me hace feliz.
0,87
1
0,256
9. Disfruto comer.
0,85
8
0,249
10. Las horas de la comida son
momentos agradables.
0,74
8
0,430
11. Comer me hace sentir
tranquilo(a).
0,67
7
0,537
12. Pienso que engordar es lo peor
que me podrá pasar.
0,462
0,357
0,510
13. Pienso que el peso de las personas
es importante.
0,717
0,490
14. Cuando como de más, me siento
culpable.
0,537
0,270
0,488
15. Me fijo en el peso de las personas.
0,682
0,536
16. Creo que debería hacer una dieta.
0,542
0,229
0,526
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Adaptación y validación del Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el
Peso (CECAP)
Adaptation and validation of the emotions and beliefs about eating and weight questionnaire
(CECAP)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.02
Autores:
Winston Yoel Flores Yana - https://orcid.org/0009-0009-4987-5290
Meljhi Nikol Choquecahua Espinoza - https://orcid.org/0009-0006-8188-7505
Danaly Ceydi Mamani Mamani - https://orcid.org/0009-0004-7823-5093
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Puno, Perú.
Autor de correspondencia: Winston Yoel Flores Yana. Universidad Peruana Unión, Juliaca, Puno, Perú.
Dirección postal: Salida Arequipa, Km 6, Chullunquiani, Juliaca, Perú. Email: winston.flores@upeu.edu.pe.
Teléfono: +51 973733898.
Recibido: 15 de octubre de 2025 Aceptado: 06 de marzo de 2026
RESUMEN
El objetivo del estudio fue adaptar y validar el Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación
y el Peso (CECAP) en adolescentes de la región de Puno, Perú. Participaron 2 072 estudiantes de entre 14 a
18 años, seleccionados mediante un muestreo no probabilístico. La validez de contenido, medida con el
coeficiente V de Aiken, mostró valores por encima de 0.70, lo que evidenció la claridad y pertinencia de los
ítems. El análisis factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el confirmatorio (CFI = 0,996;
TLI = 0,995; RMSEA = 0,051; SRMR = 0,046) mostraron una estructura de tres dimensiones, consistente y
bien alineada con el modelo teórico original. Además, se revisó su la estructura factorial se mantenía igual
apuntaron a una adecuada consistencia interna. En resumen, la versión adaptada del CECAP muestra propiedades
psicométricas apropiadas y resulta valida y confiable, así que puede usarse como una herramienta útil para
evaluar las creencias y las emociones sobre la alimentación y el peso en adolescentes peruanos.
Palabras clave: emociones; adolescente; conducta alimentaria.
ABSTRACT
The aim of this study was to adapt and validate the Questionnaire of Emotions and Beliefs about Food and
Weight (CECAP) in adolescents from the Puno region of Peru. A total of 2,072 students aged 14 to 18 years
participated, selected using non-probability sampling. Content validity, measured using Aiken's V coefficient,
showed values above 0.70, demonstrating the clarity and relevance of the items. Exploratory factor analysis
(KMO = 0.903; Bartlett p < 0.001) and confirmatory factor analysis (CFI = 0.996; TLI = 0.995; RMSEA = 0.051;
SRMR = 0.046) revealed a three-dimensional structure, consistent and well-aligned with the original theoretical
model. Furthermore, the factor structure was verified to be consistent across gender and age groups.
consistency. In summary, the adapted version of the CECAP shows appropriate psychometric properties
and is valid and reliable, so it can be used as a useful tool to assess beliefs and emotions about food and
weight in Peruvian adolescents.
Keywords: Emotions; Adolescent; Eating Behavior.
INTRODUCCIÓN
Las enfermedades no transmisibles ocasionan aproximadamente de cinco millones de muertes al año.
(1)
En
este contexto, se estima que más de 390 millones de jóvenes en el mundo presentan sobrepeso, lo que refleja
una problemática de alcance global.
(2)
En un estudio español con 4 362 adolescentes, se identificó que el 9,6 %
de las chicas y el 1,7 % de los chicos mostraron indicios de trastornos alimentarios, reflejando una mayor
preocupación femenina por la imagen corporal.
(3)
Estos resultados permiten comprender que la influencia de
las emociones en el comportamiento alimentario es relevante, ya que pueden modificar el apetito y la
frecuencia de consumo alimenticio, generando alteraciones en la ingesta.
(4)
Cuando dichas variaciones superan
la capacidad de autorregulación cognitiva y fisiológica, se asocian con riesgos para la salud.
(5)
En el Perú, el Seguro Social de Salud (EsSalud señalo que, durante la pandemia, los casos de trastornos de
conducta alimentaria en adolescentes llegaron a duplicarse, afectando incluso a menores desde los 11 años.
(6)
Asimismo, se estima que el 51 % de la población experimenta inseguridad alimentaria,
(7)
mientras que
aproximadamente el 5 % de los adolescentes presenta alteraciones nutricionales, con mayor prevalencia en
mujeres jóvenes.
(8)
En este contexto, el estigma relacionado con el peso corporal se asocia con la alimentación
emocional, definida como la tendencia a aumentar o reducir la ingesta frente a emociones como la ira,
miedo, tristeza o la ansiedad.
(9)
Estas emociones negativas se relacionan con patrones alimentarios como
adaptativos, entre ellos la sobrealimentación emocional, la cual favorece el consumo elevado de alimentos
altos en grasa y azúcares y limita la capacidad de autoregular la ingesta.
(10)
De manera complementaria, se ha evidenciado que el estrés emocional también incrementa los niveles de
cortisol, lo que puede influir en la elección de alimentos poco saludables como forma de aliviar el malestar.
(11)
Esta dinámica se agrava por la exposición constante al estigma del peso, que eleva el cortisol y fomenta la
preferencia por alimentos calóricos, reforzando los patrones de alimentación emocional.
(12)
A pesar de ello,
el estigma del peso no solo se vincula con la alimentación emocional, sino también con un mayor aislamiento
social y una menor búsqueda de apoyo emocional, intensificando el ciclo de malestar psicológico y los
comportamientos alimentarios desadaptativos.
(13)
La conducta alimentaria está influida por factores socioculturales, creencias, entorno y emociones, los cuales
determinan los hábitos adquiridos en la infancia, lo que condiciona las prácticas alimentarias actuales.
(14)
Estudios realizados en el Perú señalan que los adolescentes presentan un alto riesgo nutricional, enfrentando
problemáticas como el sobrepeso, la obesidad y la anemia, y evidencian la escasez de investigaciones que
analicen los factores socioculturales que influyen en los hábitos alimentarios. Esta situación limita y dificulta
el desarrollo en la implementación de intervenciones en la salud pública que sean pertenecientes desde el
punto de vista cultural.
(15)
Del mismo modo, se ha reconocido que factores individuales, como dificultades
económicas para el acceso de alimentos y la preocupación por el aspecto físico, influyendo significativamente
en las conductas alimentarias de los adolescentes.
(16)
En este sentido, es fundamental abordar el estigma
asociado al peso desde un enfoque integral, considerando tanto aspectos psicológicos como los procesos
fisiológicos.
(17)
En relación con las emociones acerca de la alimentación y el peso, las diferentes reacciones emocionales
tienen efectos significativos a la hora de la ingesta de alimentos, lo cual provoca que el individuo ingiera una
cantidad excesiva de alimentos o viceversa, afectando sus hábitos alimenticios.
(18)
Estas investigaciones
abordan sobre estados emocionales negativos como el miedo o la depresión.
(19,20)
Un análisis psicosomático
ha demostrado que las personas con TCA consumen o dejan de consumir alimentos, ante emociones negativas
como una conducta aprendida orientada a disminuir el malestar emocional.
(21)
Como el comer en exceso en
respuesta a emociones negativas, como la ansiedad o irritabilidad emocional.
(22)
Respecto a las creencias acerca de la alimentación y el peso, se han revisado varios estudios los cuales señalan
que la percepción de la imagen corporal es generada en su mayoría por estereotipos o problemas sociales,
que afectan tanto a los adolescentes como adultos;
(23,24)
asimismo, hace alusión a creencias erróneas, referente
al peso y la alimentación que se asocian con conductas de restricción o exceso alimentario.
(17)
Diversos
medios de comunicación fomentan estereotipos de belleza irrealizables, creando una presión social que
impacta particularmente a los adolescentes y adultos jóvenes.
(25)
Creencias erróneas acerca del control del peso corporal, la autopercepción de una persona no siempre
manifiesta la realidad, dado que el peso está influenciado por muchos factores, como la edad, el género, la
familia, los compañeros, los medios y el origen étnico
(26)
La insatisfacción con la imagen corporal, el disgusto
por el cuerpo y el desdén pueden contribuir a los efectos negativos del aumento de peso en la salud.
(27)
La
forma en que percibimos nuestro peso influye significativamente en cómo nos sentimos con nosotros
mismos, cuando creemos que tener sobrepeso u obesidad es un reflejo de cualidades negativas que puede
dañarnos significativamente en nuestra autoestima.
(28)
Experimentación de emociones agradables al comer, la motivación humana para comer, así como la cantidad,
frecuencia y elección del consumo de alimentos, están influenciadas por variables que no están directamente
relacionadas con las necesidades fisiológicas ni con el valor nutricional de los alimentos, lo cual conlleva a
que cuando las personas hacen referencia a una emoción negativa dan por consecuencia a la ingesta impulsiva;
por otro lado, cuando prevalecen las emociones positivas, el aumento de la alimentación les proporciona
placer.
(29,30)
Adicionalmente, se ha comprobado que una emoción positiva también provoca una mayor ingesta
de alimentos no solo por el placer de consumir los alimentos
(31)
La importancia que se otorga al peso corporal es un asunto altamente ético en el debate público y en la
medicina.
(32–34)
Las normas sociales dictan que tener bajo peso o un peso "normal" es saludable, y los críticos
tratan a las personas con sobrepeso y obesidad: se les atribuye con frecuencia una carga moral, puesto que un
elemento central de la moralidad es que las características personales deseables dictan que el peso debe
ajustarse a estándares sociales predeterminados, por lo que emergen las cualidades morales del esfuerzo y el
autocontrol.
(32,35)
De esta forma, la creencia social de que el peso es controlable y que el exceso de peso refleja
inmoralidad por falta de esfuerzo y autocontrol es muy común tanto en la población general como en personas
que padecen obesidad.
(32,36)
En Europa, específicamente en España se validó el instrumento EES-C aplicada a 199 participantes de 9 a 16
años, confirmó un modelo factorial de cinco dimensiones (CFI = 0,935; GFI = 0,850; AGFI = 0,816; SRMR = 0,066;
(37)
Así también el instrumento IFBS
administrado a 323 jóvenes de 12 a 20 años, presentó una estructura bifactorial con adecuada medida muestral
con indicadores psicológicos y de salud.
(38)
En Barcelona, el EEQ validado en 354 sujetos de 12 a 39 años mostró consistencia interna adecuada en sus
(39)
En Grecia, la
EES-C validada en 139 estudiantes de 9 a 14 años, el AFE explicó el 47,67 % de la varianza total, con
indicadores de adecuación muestral satisfactorios (KMO = 0,869; Bartlett p < 0,001) y con alta consistencia
(40)
Otra versión adaptada de la EES-C en Turquía aplicada a 576 niños y adolescentes
CFI = 0,97), confirmando la robustez psicométrica del instrumento.
(41)
Por otra parte, diversos estudios realizados en América Latina respaldan la validez de estas escalas en distintos
contextos por ejemplo en México el instrumento CECAP, con 1 833 adolescentes de 14 a 18 años mostró
(17)
Y finalmente en Chile el instrumento
CFPQ-Teen aplicado a 473 adolescentes mostró un modelo de cuatro factores con buen ajuste (CFI = 0,965;
invariancia métrica y escalar por género, sin diferencias significativas entre hombres y mujeres.
(42)
Con base a lo expuesto, las bondades del instrumento que se pretende adaptar al contexto peruano, no se
centra en las patologías asociados a los TCA, como muchos otros instrumentos lo realizan; sino, lo que se
busca con este instrumento es indagar las creencias y emociones tanto positivas como negativas sobre la
alimentación y el peso que muchas veces son el detonante de los TCA, que tienen un mayor impacto en los
adolescentes y adultos jóvenes, facilitando la intervención temprana de dicha problemática.
(17)
Por ello, el
objetivo general de la presente investigación fue adaptar y analizar las propiedades psicométricas del
Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el Peso (CECAP) al contexto peruano
y analizar la validez y confiabilidad en jóvenes de la región de Puno; asimismo, tiene como objetivos
específicos determinar la validez de contenido, constructo, la confiabilidad y la invarianza métrica del
cuestionario de emociones y creencias acerca de la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la
región de Puno.
MÉTODO
La investigación es de enfoque psicométrico, centrada en analizar las propiedades psicométricas del instru-
mento, mediante su aplicación, el análisis de puntajes e interpretación de resultados. Asimismo, se empleó
un diseño no experimental, ya que no implica la manipulación de variables, y corresponde a un corte trans-
versal, ya que busca recopilar y analizar datos de un sector de la población en un momento específico.
(43)
Participantes
La población estuvo constituida por jóvenes de las ciudades de Puno y Juliaca, ubicadas en el sur del Perú.
Dicha población es finita, ya que corresponde a un número determinado de estudiantes matriculados en
instituciones educativas de nivel secundario en ambas ciudades durante el año de aplicación del estudio. De
esta población se obtuvo una muestra de 2 072, de los cuales 537 correspondieron a la ciudad de Puno y 1
535 a Juliaca. La muestra se seleccionó mediante un muestreo no probabilístico, de tipo por conveniencia
basado en los criterios de selección y recursos de los investigadores.
(44)
Asimismo, este tamaño muestral
resulta mayor al estándar recomendado para análisis factoriales, que recomienda contar con 20 participantes
por ítem;
(45)
considerando que el instrumento posee 16 ítems, el tamaño mínimo requerido sería 320
participantes, cifra ampliamente superada por la muestra del presente estudio.
Para participar en el estudio se tomó como primer requisito el consentimiento y asentimiento informado, en
la misma línea, los candidatos debían tener entre 14 a 18 años, ambos sexos y que residieron durante la
evaluación en las ciudades de Puno y Juliaca, no se permitió la participación de personas con una nacionalidad
distinta a la peruana, ni de aquellas con alguna discapacidad permanente o temporal que les impidiera
comprender y responder adecuadamente las preguntas. Finalmente, se excluyeron las encuestas que estuvieron
incompletas o que tuvieran respuestas sesgadas en una sola categoría.
Instrumento
El instrumento adaptado en el contexto peruano fue el Cuestionario de emociones y creencias acerca de la
alimentación y el peso (CECAP). Dicho cuestionario es originario de la Ciudad de México y fue creado por
Silva y Gonzáles
(17)
. Este instrumento permite identificar con mayor comprensión las razones que explican
la sobreingesta o subingesta en adolescentes (14 a 18 años), considerando que, en muchos casos, podrían
estar influenciados por creencias inadecuadas o utilizando una alimentación como una estrategia disfuncional
de regulación emocional. El instrumento original consta de tres dimensiones y 16 ítems compuesto por la
escala tipo Likert (Nunca = 1, Algunas veces = 2, Con frecuencia = 3, Siempre = 4). El instrumento muestra
evidencias de validez adecuadas, así también se ha encontrado apropiados índices de bondad de ajuste
-
(17)
Análisis de datos
Dado que el instrumento original se encuentra en idioma español, no fue necesario realizar un proceso de
traducción. No obstante, se llevó a cabo un proceso de adaptación cultural mediante evaluación de validez
de contenido por siete jueces expertos, con el objetivo de verificar la claridad, pertinencia y adecuación
cultural de los ítems al contexto peruano; complementariamente, se usó la fórmula de Penfield y Giacobbi
(46)
al 95 % de confianza bajo un criterio conservador
(47)
que exige que los intervalos de confianza inferiores sean
mayores de 0,7; en cuanto al análisis factorial exploratorio y confirmatorio se optó por dividir los datos en
submuestras equivalentes de 1 036 participantes para cada análisis. El análisis factorial exploratorio exige el
estudio de la linealidad, normalidad y multicolinealidad
(48)
las mismas que se comprobaron mediante una
matriz de correlaciones policóricas (Figura 1). No obstante, para la normalidad se usó la recomendación de
Ferrando y Anguiano-Carrasco
(49)
para comprobar la normalidad multivariada, el análisis arrojó un valor de
inferior al 0,05 que demuestra no normalidad, el mencionado resultado junto a la naturaleza ordinal de los
ítems, se optó por utilizar mínimos cuadrados ordinarios como método de factorización. En cuanto a los
hallazgos del AFC de trabajaron con el estimador WLSMV usando el software R Studio con el paquete
Lavaan, asimismo se optó por un método de rotación oblicua con índices de ajuste como CFI > 0,95; GFI > 0,93;
TLI > 0,90, RMSEA < 0,05, SRMR < 0,08.
(50)
En este sentido, se estimó la confiabilidad por consistencia interna
mediante el coeficiente omega de McDonald por ser un análisis de confiabilidad por consistencia interna
menos sensible a la cantidad de ítems.
(51)
Adicionalmente, se optó por someter el test a procesos de invarianza
métrica por CFA así como determinar baremos para la interpretación de la prueba con base a percentiles.
RESULTADOS
Análisis sociodemográfico
En este estudio participaron 2 072 adolescentes de entre 14 y 17 años, con una proporción ligeramente mayor
de varones (55, 5 %, n = 1 149) en comparación con las mujeres (44, 5 %, n = 923). Más de la mitad tenía
una edad entre 14 y 15 años (59, 9 %, n = 1241) y cursaba el tercer año de secundaria (36, 3 %). La mayoría
provenía de instituciones educativas públicas (84, 5 %, n = 1 751) y vivía con ambos padres (77, 5 %, n = 1605),
lo que sugiere un contexto familiar mayormente estable. En cuanto a su lugar de residencia, tres de cada
cuatro adolescentes residían en la ciudad de Juliaca (73, 7 %, n = 1 527), lo que refleja una predominante
concentración urbana de la muestra.
Tabla 1. Características sociodemográficas de los participantes (N = 2 072)
Nota: F = frecuencia; % = porcentaje. Los porcentajes han sido redondeados a un decimal, por lo que no pueden sumar exactamente
100 %.
Evidencias de validez basada en el contenido
La tabla 2 muestra los índices de validez basados en el contenido del instrumento de 16 ítems. Se encontró
que el 93,75 % de los ítems (15 ítems) demostraron ser claros, importantes para evaluar el constructo y
pertinentes en la dimensión correcta, ya que los limites inferiores del intervalo (Low) se encontraron por
encima de 0,70 valor requerido por un criterio más conservador,
(46)
no obstante, el ítem 2 demostró un intervalo
igual a 0,60 en el criterio relevancia. Otros detalles más específicos identificaron a los ítems 10 y 15 con
intervalos limítrofes a 0,70 en los criterios relevancia y representatividad y solo al ítem 16 en el criterio
relevancia y claridad, mientras que los ítems 7, 12 la conjunción y 13 presentaron índices limítrofes de 0,71
solo en el criterio claridad.
Tabla 2. Coeficientes V de Aiken (IC del 95 %, n = 8)
Nota: M: media aritmética, DE: desviación estándar, V es el coeficiente V de Aiken, Low – Up: son intervalos de confianza inferior
y superior respectivamente.
Evidencia de validez basada en el constructo
La figura 1 muestra un mapa de calor basado en la matriz policórica de los 16 ítems. Se evidencia que los
ítems del 1 al 6 presentaron correlaciones más altas con coeficientes que oscilan entre 0,47 y 0,88, la segunda
zona significativamente correlacionada se encuentra entre los ítems 7 al 11 con coeficientes de correlación
entre 0,55 y 0,76 mientras que la tercera zona entre los ítems 12 al 16 mostro correlación entre 0,37 y 0,61,
lo que evidencia una esperada agrupación de ítems por cada factor muy similar a lo esperado teóricamente,
no obstante, los ítems 12, 14 y 16 mostraron correlaciones entre 0,44 y 0,67 con los ítems del primer factor,
agrupación no previsible estadísticamente.
Figura 1. Matriz policórica
Nota: Los cuadrantes en rojo indican la agrupación esperada desde el enfoque teórico, no representa un análisis adyacente a la
matriz policórica, el valor cercano a 1 se presenta de color azul; mientras que, el rojo al -1 y un color tenue o blanco representa
coeficientes ínfimos.
Análisis factorial exploratorio
El análisis factorial exploratorio obtenido a partir del 50 % inicial de los encuestados dio como resultado una
solución factorial de tres dimensiones con KMO de 0,903 con prueba de esfericidad de Bartlett de 0,000, esta
solución logró explicar el 56,7 % de la varianza con los 16 ítems muy similares a la matriz policórica y teórica
donde el factor 1 se conformó por los ítems 1 al 6, el factor 2 por los ítems 7 al 11, el factor 3 por los ítems
13 y 15 sin embargo los ítems 12, 14 y 16 mostraron cargas más altas dentro del factor 1, al verificar las
cargas superiores a 0.2 se encontró que estos ítems saturan el F3 con cargas de 0,357, 0,270 y 0,229
respectivamente.
Tabla 3. Cargas de los Factores
Nota: El método de rotación aplicado fue oblimin.
Análisis factorial confirmatorio
La tabla 4 presenta los índices de ajuste del modelo obtenidos mediante AFC utilizando modelos de ecuaciones
estructurales. El modelo 1 procesado por rotación oblicua mostró índices de ajuste de modelo, sin embargo al
observar las cargas factoriales y residuos asociados a cada ítem (ver figura 2A) encontramos que el ítem 15
alcanzó un residuo de 0,72, al excluirlo generamos un segundo modelo con mejores índices (TLI = 0,995,
CFI = 0,996, GFI = 0,996, NFI = 0,995, SRMR = 0,046 y RMSEA = 0,051), no obstante, encontramos que
el ítem 13 demostró un residuo de 0,71 (ver figura 2-b) lo que motivo a la exclusión del ítem 13 generando
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un tercer modelo con índices de ajuste esperados. A pesar de esto, el modelo 2 se presenta como el más
adecuado, decisión que se discute más adelante.
Tabla 4. Índices de ajuste por CFA
Nota: El modelo 1 se procesó con una estructura basada en tres dimensiones con 16 ítems, el modelo 2 tiene 3 dimensiones con 15
ítems ya que se excluye al ítem 15, el modelo 3 tiene 3 dimensiones sin los ítems 13 y 15. Todos los modelos se procesaron con
rotación oblicua. (*) se trata del modelo elegido como adecuado.
Figura 2. Semplot de los modelos 1 y 2
A)
B)
Invarianza métrica
no sobrepasan 0.01 entre cada método de contraste; esto indica que la escala es equivalente entre varones y
mujeres, así como por edades entre 14 a 15 años y entre 16 y17 años.
Tabla 5. Invarianza métrica por sexo (Masculino = 552, Femenino = 484) y por edad (14 - 15 años = 622,
16 - 17 años = 414)
Confiabilidad por consistencia interna
Se aplicó el coeficiente omega de McDonald en su versión unidimensional con intervalos de confianza del
95 % lo que mostró que la primera dimensión, denominada “Creencias erróneas acerca del control del peso
cuanto a la dimensión “Experimentación de emociones agradables al comer” se evidencio una adecuada
confianza de 0,754 a 0,798.
Tabla 6. Confiabilidad por consistencia interna por factor
DISCUSIÓN
El presente estudio tuvo como objetivo adaptar y validar el cuestionario de emociones y creencias acerca de
la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la región de Puno, considerando el creciente riesgo de
adolescentes presenta algún tipo de TCA, lo cual evidencia la necesidad de contar con herramientas adecuadas
para su detección.
(52)
El CECAP busca evaluar emociones y creencias vinculadas a la alimentación, variables
que, según investigaciones previas, están asociadas al desarrollo de conductas alimentarias desadaptativas.
(53,54)
En este estudio, se buscó asegurar que el CECAP adaptado al contexto peruano realmente mida lo que se
propone, por lo cual se evaluó su validez basada en el contenido. Para ello, se utilizó el coeficiente V de
Aiken, poniendo especial atención en que los ítems fueran claros, relevantes y representativos. Diversos
autores, como Charter
(55)
y Ventura-León,
(56)
sugieren que el umbral de 0,70 para V de Aiken es adecuado
para validar la calidad de los ítems durante la adaptación transcultural. Por ello, la revisión individual de
ítems con valores cercanos al umbral asegura no solo el cumplimiento de estándares estadísticos, sino
también la pertinencia cultural y conceptual del instrumento, fortaleciendo su utilidad práctica en la población
peruana.
Además, se evaluó la validez basada en el constructo del CECAP, utilizando la matriz policórica, una técnica
especialmente recomendada para examinar la estructura interna de escalas tipo Likert.
(57,58)
Los resultados
revelaron tres factores bien definidos que respaldan la estructura teórica original del instrumento, lo que
sugiere que la adaptación al contexto peruano ha sido adecuada.
(17)
No obstante, algunas correlaciones entre
grupos de ítems distintos podrían estar reflejando particularidades culturales o dimensiones compartidas,
algo común en procesos de adaptación transcultural.
(59)
En conjunto, estos hallazgos refuerzan la validez del
constructo y abren la puerta a futuros estudios confirmatorios que permitan seguir afinando la estructura del
instrumento en distintos contextos.
(60)
En cuanto a los hallazgos obtenidos en el Análisis Factorial Exploratorio (AFE) evidenciaron una estructura
tridimensional adecuada, sustentada por un índice de adecuación muestral KMO de 0,903 y una prueba de
esfericidad de Bartlett significativa lo que respalda la pertinencia del análisis y adecuación de los datos para
la reducción factorial.
(61)
Simultáneamente, se utilizó también el método de estimación de mínimos cuadrados
no ponderados (ULS) sobre la matriz de correlaciones policóricas, el cual es recomendado para variables
ordinales como Likert.
(57,62)
De este modo, se realizó el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC), el cual muestra índices de ajuste obtenidos
(CFI = 0,979, TLI = 0,975, RMSEA = 0,058, SRMR = 0,057) se encuentran dentro de los rangos adecuados,
lo que indica que el modelo presenta un buen ajuste.
(1)
Así también, en comparación al instrumento original
muestra resultados favorables, lo que sugiere que la estructura del instrumento es funcional en ambos contextos
culturales.
(17)
En cuanto a las modificaciones del instrumento, se optó por la eliminación del ítem 15 (“Me fijo en el peso
de las personas”), debido a que presentó un residuo estandarizado de 0,72. Aunque el valor no supera el
umbral ya establecido para ser considerado un mal ajuste local (+2,5), sí refleja una discrepancia resaltante
que sugiere una inconsistencia entre el modelo teórico y los datos obtenidos.
(63)
No solo resalta la consideración
estadística, el ítem no reflejaba adecuadamente la intención evaluativa de la dimensión “Importancia que se
le otorga al peso corporal”, ya que hace referencia a una observación externa del peso ajeno, mientras que los
demás ítems de la dimensión se enfocan en creencias internalizadas y autorreferencias acerca del propio
peso, aspecto fundamental en la construcción de la autoimagen corporal.
(17)
Según Ramos et al.
(64)
detalla que la percepción del peso corporal se relaciona estrechamente con la autoestima
y las emociones hacia uno mismo, y no con actitudes evaluativas hacia las demás personas como hace
referencia este ítem. En este sentido, aunque el ítem 13 (“Pienso que el peso de las personas es importante”),
presentó un residuo de 0,71, fue conservado debido a que mantiene mejor ajuste teórico con la dimensión
relacionada al valor asignado al peso corporal en la experiencia personal
(63)
. Asimismo, cabe resaltar que se
respetó el criterio técnico que recomienda mantener un mínimo de cuatro ítems por factor para asegurar
estabilidad en la estimación del constructo y un modelo con mayor consistencia estructural.
(65)
Para comprobar que el CECAP funciona de manera consistente entre diferentes grupos, se realizó un análisis
de invarianza métrica. Los resultados mostraron que la estructura del instrumento se mantiene estable según
el género y la edad, en adolescentes de la región de Puno. El modelo de tres dimensiones y 15 ítems presentó
y los cambios observados entre los modelos configural, métrico, escalar y estricto fueron mínimos,
cumpliendo los estándares propuestos por Chen.
(66)
Los resultados obtenidos coinciden con investigaciones que han confirmado la estabilidad factorial de
instrumentos similares en adolescentes. Perpiña et al.
(37)
validó la Emotional Eating Scale for Children and
Adolescents, confirmando su estructura mediante análisis factorial confirmatorio. De manera similar, Lobera
et al.
(38)
adaptó la versión española de la Irrational Food Beliefs Scale, identificando dimensiones bien definidas
y con adecuados indicadores de validez. En conjunto, estas evidencias refuerzan la solidez del CECAP como
un instrumento útil y confiable para comparar creencias y emociones relacionadas con la alimentación y el
peso en distintos grupos, minimizando posibles sesgos de interpretación.
En cuanto a la confiabilidad, el CECAP fue evaluado mediante el coeficiente omega de McDonald, obteniendo
valores sólidos en cada de sus dimensiones: “Creencias erróneas acerca del control del peso corporal”
Kalogiratou et al.
(40)
Lobera et al.
(38)
adaptaron una escala sobre creencias irracionales alimentarias en adolescentes, reportando
buena consistencia interna y estructura factorial clara.
En conjunto, estos hallazgos respaldan de manera sólida la fiabilidad del CECAP en la población adolescente,
posicionándolo como una herramienta adecuada para evaluar creencias y emociones sobre la alimentación y
peso. En cuanto a la estimación de la consistencia interna, se optó por utilizar el omega de McDonald, a
diferencia de estudios previos que emplearon el alfa de Cronbach, ya que proporciona estimaciones más
precisas en presencia de cargas factoriales desiguales o estructuras multidimensionales. Como sostiene
Ventura-León
(56)
, el alfa de Cronbach puede generar estimaciones poco confiables, recomendando el uso del
omega como una alternativa más sólida y actualizada.
En cuanto a las limitaciones del estudio, destaca el uso de un muestreo no probabilístico, lo cual restringe la
generalización de los resultados a la población adolescente en conjunto. Adicionalmente, la recolección de
datos mediante autoinforme podría haber estado influenciada por la deseabilidad social; no obstante, se
intentó mitigar este sesgo mediante la sensibilización previa de los participantes respecto a la importancia de
brindar respuestas honestas.
Finalmente, la aplicación del cuestionario se limitó a adolescentes de instituciones educativas de Puno y
Juliaca, lo que podría restringir la representatividad de los hallazgos en relación con la diversidad cultural,
lingüística y socioeconómica presente en otras regiones del país. Por ello, se recomienda que en futuras
investigaciones se utilice una muestra más amplia y representativa, a fin de obtener resultados que reflejen
con mayor precisión dicha diversidad en otras provincias o regiones del país.
CONCLUSIONES
El presente estudio evidenció que la versión adaptada del Cuestionario de Emociones y Creencias sobre la
Alimentación y el Peso (CECAP) presenta adecuadas propiedades psicométricas en adolescentes de la región
de Puno, Perú. La evidencia de validez de contenido mostró vales de V de Aiken superiores a 0,70, lo que
indica una adecuada claridad y pertinencia cultural de los ítems. En cuanto a la validez de constructo, análisis
factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el análisis factorial confirmatorio (CFI = 0,979;
TLI = 0,975; RMSEA = 0,058; SRMR = 0,057) corroboraron una estructura tridimensional consistente con
Finalmente, los coeficientes de omega de McDonald, con valores 0,776 y 0,895, reflejaron una adecuada
consistencia interna en todas las dimensiones del instrumento.
En términos generales, los resultados respaldan el uso del CECAP como un instrumento válido, fiable y
culturalmente pertinente para la evaluación de creencias y emociones alimentarias en adolescentes andinos.
Su implementación en ámbitos educativos y de salud mental favorece la identificación y prevención de
conductas alimentarias de riesgo asociadas a trastornos de la conducta alimentaria. Se sugiere que futuras
investigaciones amplíen el tamaño muestral e incorporen variables contextuales, como el entorno familiar y
las condiciones socioeconómicas, a fin de lograr una comprensión más integral de este fenómeno.
Financiamiento: la investigación fue financiada por los propios autores.
Agradecimientos: Se agradece a los adolescentes y docentes de las instituciones educativas de Puno y Juliaca
por su participación y colaboración durante el desarrollo del estudio.
Conflictos de intereses: Los autores declaran que no existe ningún conflicto de interés financiero, personal o
institucional que pudiera haber influido en los resultados o la interpretación del presente estudio.
Declaración de contribución:Todos los autores contribuyeron de manera equitativa en la concepción, del
estudio, el diseño metodológico, la recolección de datos, el análisis, la interpretación de resultados y la redacción
del manuscrito. Además, revisaron críticamente el contenido, aprobaron la versión final y asumen responsabilidad
conjunta por la integridad y exactitud del trabajo presentado.
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Modelo
TLI
CFI
GFI
NFI
SRMR
RMSEA
IC90 %
RMSEA
Modelo 1
0,992
0,993
0,993
0,991
0,056
0,065
0,060-0,071
Modelo 2*
0,995
0,996
0,996
0,995
0,046
0,051
0,045-0,057
Modelo 3
0,997
0,997
0,997
0,996
0,042
0,047
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Adaptación y validación del Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el
Peso (CECAP)
Adaptation and validation of the emotions and beliefs about eating and weight questionnaire
(CECAP)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.02
Autores:
Winston Yoel Flores Yana - https://orcid.org/0009-0009-4987-5290
Meljhi Nikol Choquecahua Espinoza - https://orcid.org/0009-0006-8188-7505
Danaly Ceydi Mamani Mamani - https://orcid.org/0009-0004-7823-5093
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Puno, Perú.
Autor de correspondencia: Winston Yoel Flores Yana. Universidad Peruana Unión, Juliaca, Puno, Perú.
Dirección postal: Salida Arequipa, Km 6, Chullunquiani, Juliaca, Perú. Email: winston.flores@upeu.edu.pe.
Teléfono: +51 973733898.
Recibido: 15 de octubre de 2025 Aceptado: 06 de marzo de 2026
RESUMEN
El objetivo del estudio fue adaptar y validar el Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación
y el Peso (CECAP) en adolescentes de la región de Puno, Perú. Participaron 2 072 estudiantes de entre 14 a
18 años, seleccionados mediante un muestreo no probabilístico. La validez de contenido, medida con el
coeficiente V de Aiken, mostró valores por encima de 0.70, lo que evidenció la claridad y pertinencia de los
ítems. El análisis factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el confirmatorio (CFI = 0,996;
TLI = 0,995; RMSEA = 0,051; SRMR = 0,046) mostraron una estructura de tres dimensiones, consistente y
bien alineada con el modelo teórico original. Además, se revisó su la estructura factorial se mantenía igual
apuntaron a una adecuada consistencia interna. En resumen, la versión adaptada del CECAP muestra propiedades
psicométricas apropiadas y resulta valida y confiable, así que puede usarse como una herramienta útil para
evaluar las creencias y las emociones sobre la alimentación y el peso en adolescentes peruanos.
Palabras clave: emociones; adolescente; conducta alimentaria.
ABSTRACT
The aim of this study was to adapt and validate the Questionnaire of Emotions and Beliefs about Food and
Weight (CECAP) in adolescents from the Puno region of Peru. A total of 2,072 students aged 14 to 18 years
participated, selected using non-probability sampling. Content validity, measured using Aiken's V coefficient,
showed values above 0.70, demonstrating the clarity and relevance of the items. Exploratory factor analysis
(KMO = 0.903; Bartlett p < 0.001) and confirmatory factor analysis (CFI = 0.996; TLI = 0.995; RMSEA = 0.051;
SRMR = 0.046) revealed a three-dimensional structure, consistent and well-aligned with the original theoretical
model. Furthermore, the factor structure was verified to be consistent across gender and age groups.
consistency. In summary, the adapted version of the CECAP shows appropriate psychometric properties
and is valid and reliable, so it can be used as a useful tool to assess beliefs and emotions about food and
weight in Peruvian adolescents.
Keywords: Emotions; Adolescent; Eating Behavior.
INTRODUCCIÓN
Las enfermedades no transmisibles ocasionan aproximadamente de cinco millones de muertes al año.
(1)
En
este contexto, se estima que más de 390 millones de jóvenes en el mundo presentan sobrepeso, lo que refleja
una problemática de alcance global.
(2)
En un estudio español con 4 362 adolescentes, se identificó que el 9,6 %
de las chicas y el 1,7 % de los chicos mostraron indicios de trastornos alimentarios, reflejando una mayor
preocupación femenina por la imagen corporal.
(3)
Estos resultados permiten comprender que la influencia de
las emociones en el comportamiento alimentario es relevante, ya que pueden modificar el apetito y la
frecuencia de consumo alimenticio, generando alteraciones en la ingesta.
(4)
Cuando dichas variaciones superan
la capacidad de autorregulación cognitiva y fisiológica, se asocian con riesgos para la salud.
(5)
En el Perú, el Seguro Social de Salud (EsSalud señalo que, durante la pandemia, los casos de trastornos de
conducta alimentaria en adolescentes llegaron a duplicarse, afectando incluso a menores desde los 11 años.
(6)
Asimismo, se estima que el 51 % de la población experimenta inseguridad alimentaria,
(7)
mientras que
aproximadamente el 5 % de los adolescentes presenta alteraciones nutricionales, con mayor prevalencia en
mujeres jóvenes.
(8)
En este contexto, el estigma relacionado con el peso corporal se asocia con la alimentación
emocional, definida como la tendencia a aumentar o reducir la ingesta frente a emociones como la ira,
miedo, tristeza o la ansiedad.
(9)
Estas emociones negativas se relacionan con patrones alimentarios como
adaptativos, entre ellos la sobrealimentación emocional, la cual favorece el consumo elevado de alimentos
altos en grasa y azúcares y limita la capacidad de autoregular la ingesta.
(10)
De manera complementaria, se ha evidenciado que el estrés emocional también incrementa los niveles de
cortisol, lo que puede influir en la elección de alimentos poco saludables como forma de aliviar el malestar.
(11)
Esta dinámica se agrava por la exposición constante al estigma del peso, que eleva el cortisol y fomenta la
preferencia por alimentos calóricos, reforzando los patrones de alimentación emocional.
(12)
A pesar de ello,
el estigma del peso no solo se vincula con la alimentación emocional, sino también con un mayor aislamiento
social y una menor búsqueda de apoyo emocional, intensificando el ciclo de malestar psicológico y los
comportamientos alimentarios desadaptativos.
(13)
La conducta alimentaria está influida por factores socioculturales, creencias, entorno y emociones, los cuales
determinan los hábitos adquiridos en la infancia, lo que condiciona las prácticas alimentarias actuales.
(14)
Estudios realizados en el Perú señalan que los adolescentes presentan un alto riesgo nutricional, enfrentando
problemáticas como el sobrepeso, la obesidad y la anemia, y evidencian la escasez de investigaciones que
analicen los factores socioculturales que influyen en los hábitos alimentarios. Esta situación limita y dificulta
el desarrollo en la implementación de intervenciones en la salud pública que sean pertenecientes desde el
punto de vista cultural.
(15)
Del mismo modo, se ha reconocido que factores individuales, como dificultades
económicas para el acceso de alimentos y la preocupación por el aspecto físico, influyendo significativamente
en las conductas alimentarias de los adolescentes.
(16)
En este sentido, es fundamental abordar el estigma
asociado al peso desde un enfoque integral, considerando tanto aspectos psicológicos como los procesos
fisiológicos.
(17)
En relación con las emociones acerca de la alimentación y el peso, las diferentes reacciones emocionales
tienen efectos significativos a la hora de la ingesta de alimentos, lo cual provoca que el individuo ingiera una
cantidad excesiva de alimentos o viceversa, afectando sus hábitos alimenticios.
(18)
Estas investigaciones
abordan sobre estados emocionales negativos como el miedo o la depresión.
(19,20)
Un análisis psicosomático
ha demostrado que las personas con TCA consumen o dejan de consumir alimentos, ante emociones negativas
como una conducta aprendida orientada a disminuir el malestar emocional.
(21)
Como el comer en exceso en
respuesta a emociones negativas, como la ansiedad o irritabilidad emocional.
(22)
Respecto a las creencias acerca de la alimentación y el peso, se han revisado varios estudios los cuales señalan
que la percepción de la imagen corporal es generada en su mayoría por estereotipos o problemas sociales,
que afectan tanto a los adolescentes como adultos;
(23,24)
asimismo, hace alusión a creencias erróneas, referente
al peso y la alimentación que se asocian con conductas de restricción o exceso alimentario.
(17)
Diversos
medios de comunicación fomentan estereotipos de belleza irrealizables, creando una presión social que
impacta particularmente a los adolescentes y adultos jóvenes.
(25)
Creencias erróneas acerca del control del peso corporal, la autopercepción de una persona no siempre
manifiesta la realidad, dado que el peso está influenciado por muchos factores, como la edad, el género, la
familia, los compañeros, los medios y el origen étnico
(26)
La insatisfacción con la imagen corporal, el disgusto
por el cuerpo y el desdén pueden contribuir a los efectos negativos del aumento de peso en la salud.
(27)
La
forma en que percibimos nuestro peso influye significativamente en cómo nos sentimos con nosotros
mismos, cuando creemos que tener sobrepeso u obesidad es un reflejo de cualidades negativas que puede
dañarnos significativamente en nuestra autoestima.
(28)
Experimentación de emociones agradables al comer, la motivación humana para comer, así como la cantidad,
frecuencia y elección del consumo de alimentos, están influenciadas por variables que no están directamente
relacionadas con las necesidades fisiológicas ni con el valor nutricional de los alimentos, lo cual conlleva a
que cuando las personas hacen referencia a una emoción negativa dan por consecuencia a la ingesta impulsiva;
por otro lado, cuando prevalecen las emociones positivas, el aumento de la alimentación les proporciona
placer.
(29,30)
Adicionalmente, se ha comprobado que una emoción positiva también provoca una mayor ingesta
de alimentos no solo por el placer de consumir los alimentos
(31)
La importancia que se otorga al peso corporal es un asunto altamente ético en el debate público y en la
medicina.
(32–34)
Las normas sociales dictan que tener bajo peso o un peso "normal" es saludable, y los críticos
tratan a las personas con sobrepeso y obesidad: se les atribuye con frecuencia una carga moral, puesto que un
elemento central de la moralidad es que las características personales deseables dictan que el peso debe
ajustarse a estándares sociales predeterminados, por lo que emergen las cualidades morales del esfuerzo y el
autocontrol.
(32,35)
De esta forma, la creencia social de que el peso es controlable y que el exceso de peso refleja
inmoralidad por falta de esfuerzo y autocontrol es muy común tanto en la población general como en personas
que padecen obesidad.
(32,36)
En Europa, específicamente en España se validó el instrumento EES-C aplicada a 199 participantes de 9 a 16
años, confirmó un modelo factorial de cinco dimensiones (CFI = 0,935; GFI = 0,850; AGFI = 0,816; SRMR = 0,066;
(37)
Así también el instrumento IFBS
administrado a 323 jóvenes de 12 a 20 años, presentó una estructura bifactorial con adecuada medida muestral
con indicadores psicológicos y de salud.
(38)
En Barcelona, el EEQ validado en 354 sujetos de 12 a 39 años mostró consistencia interna adecuada en sus
(39)
En Grecia, la
EES-C validada en 139 estudiantes de 9 a 14 años, el AFE explicó el 47,67 % de la varianza total, con
indicadores de adecuación muestral satisfactorios (KMO = 0,869; Bartlett p < 0,001) y con alta consistencia
(40)
Otra versión adaptada de la EES-C en Turquía aplicada a 576 niños y adolescentes
CFI = 0,97), confirmando la robustez psicométrica del instrumento.
(41)
Por otra parte, diversos estudios realizados en América Latina respaldan la validez de estas escalas en distintos
contextos por ejemplo en México el instrumento CECAP, con 1 833 adolescentes de 14 a 18 años mostró
(17)
Y finalmente en Chile el instrumento
CFPQ-Teen aplicado a 473 adolescentes mostró un modelo de cuatro factores con buen ajuste (CFI = 0,965;
invariancia métrica y escalar por género, sin diferencias significativas entre hombres y mujeres.
(42)
Con base a lo expuesto, las bondades del instrumento que se pretende adaptar al contexto peruano, no se
centra en las patologías asociados a los TCA, como muchos otros instrumentos lo realizan; sino, lo que se
busca con este instrumento es indagar las creencias y emociones tanto positivas como negativas sobre la
alimentación y el peso que muchas veces son el detonante de los TCA, que tienen un mayor impacto en los
adolescentes y adultos jóvenes, facilitando la intervención temprana de dicha problemática.
(17)
Por ello, el
objetivo general de la presente investigación fue adaptar y analizar las propiedades psicométricas del
Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el Peso (CECAP) al contexto peruano
y analizar la validez y confiabilidad en jóvenes de la región de Puno; asimismo, tiene como objetivos
específicos determinar la validez de contenido, constructo, la confiabilidad y la invarianza métrica del
cuestionario de emociones y creencias acerca de la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la
región de Puno.
MÉTODO
La investigación es de enfoque psicométrico, centrada en analizar las propiedades psicométricas del instru-
mento, mediante su aplicación, el análisis de puntajes e interpretación de resultados. Asimismo, se empleó
un diseño no experimental, ya que no implica la manipulación de variables, y corresponde a un corte trans-
versal, ya que busca recopilar y analizar datos de un sector de la población en un momento específico.
(43)
Participantes
La población estuvo constituida por jóvenes de las ciudades de Puno y Juliaca, ubicadas en el sur del Perú.
Dicha población es finita, ya que corresponde a un número determinado de estudiantes matriculados en
instituciones educativas de nivel secundario en ambas ciudades durante el año de aplicación del estudio. De
esta población se obtuvo una muestra de 2 072, de los cuales 537 correspondieron a la ciudad de Puno y 1
535 a Juliaca. La muestra se seleccionó mediante un muestreo no probabilístico, de tipo por conveniencia
basado en los criterios de selección y recursos de los investigadores.
(44)
Asimismo, este tamaño muestral
resulta mayor al estándar recomendado para análisis factoriales, que recomienda contar con 20 participantes
por ítem;
(45)
considerando que el instrumento posee 16 ítems, el tamaño mínimo requerido sería 320
participantes, cifra ampliamente superada por la muestra del presente estudio.
Para participar en el estudio se tomó como primer requisito el consentimiento y asentimiento informado, en
la misma línea, los candidatos debían tener entre 14 a 18 años, ambos sexos y que residieron durante la
evaluación en las ciudades de Puno y Juliaca, no se permitió la participación de personas con una nacionalidad
distinta a la peruana, ni de aquellas con alguna discapacidad permanente o temporal que les impidiera
comprender y responder adecuadamente las preguntas. Finalmente, se excluyeron las encuestas que estuvieron
incompletas o que tuvieran respuestas sesgadas en una sola categoría.
Instrumento
El instrumento adaptado en el contexto peruano fue el Cuestionario de emociones y creencias acerca de la
alimentación y el peso (CECAP). Dicho cuestionario es originario de la Ciudad de México y fue creado por
Silva y Gonzáles
(17)
. Este instrumento permite identificar con mayor comprensión las razones que explican
la sobreingesta o subingesta en adolescentes (14 a 18 años), considerando que, en muchos casos, podrían
estar influenciados por creencias inadecuadas o utilizando una alimentación como una estrategia disfuncional
de regulación emocional. El instrumento original consta de tres dimensiones y 16 ítems compuesto por la
escala tipo Likert (Nunca = 1, Algunas veces = 2, Con frecuencia = 3, Siempre = 4). El instrumento muestra
evidencias de validez adecuadas, así también se ha encontrado apropiados índices de bondad de ajuste
-
(17)
Análisis de datos
Dado que el instrumento original se encuentra en idioma español, no fue necesario realizar un proceso de
traducción. No obstante, se llevó a cabo un proceso de adaptación cultural mediante evaluación de validez
de contenido por siete jueces expertos, con el objetivo de verificar la claridad, pertinencia y adecuación
cultural de los ítems al contexto peruano; complementariamente, se usó la fórmula de Penfield y Giacobbi
(46)
al 95 % de confianza bajo un criterio conservador
(47)
que exige que los intervalos de confianza inferiores sean
mayores de 0,7; en cuanto al análisis factorial exploratorio y confirmatorio se optó por dividir los datos en
submuestras equivalentes de 1 036 participantes para cada análisis. El análisis factorial exploratorio exige el
estudio de la linealidad, normalidad y multicolinealidad
(48)
las mismas que se comprobaron mediante una
matriz de correlaciones policóricas (Figura 1). No obstante, para la normalidad se usó la recomendación de
Ferrando y Anguiano-Carrasco
(49)
para comprobar la normalidad multivariada, el análisis arrojó un valor de
inferior al 0,05 que demuestra no normalidad, el mencionado resultado junto a la naturaleza ordinal de los
ítems, se optó por utilizar mínimos cuadrados ordinarios como método de factorización. En cuanto a los
hallazgos del AFC de trabajaron con el estimador WLSMV usando el software R Studio con el paquete
Lavaan, asimismo se optó por un método de rotación oblicua con índices de ajuste como CFI > 0,95; GFI > 0,93;
TLI > 0,90, RMSEA < 0,05, SRMR < 0,08.
(50)
En este sentido, se estimó la confiabilidad por consistencia interna
mediante el coeficiente omega de McDonald por ser un análisis de confiabilidad por consistencia interna
menos sensible a la cantidad de ítems.
(51)
Adicionalmente, se optó por someter el test a procesos de invarianza
métrica por CFA así como determinar baremos para la interpretación de la prueba con base a percentiles.
RESULTADOS
Análisis sociodemográfico
En este estudio participaron 2 072 adolescentes de entre 14 y 17 años, con una proporción ligeramente mayor
de varones (55, 5 %, n = 1 149) en comparación con las mujeres (44, 5 %, n = 923). Más de la mitad tenía
una edad entre 14 y 15 años (59, 9 %, n = 1241) y cursaba el tercer año de secundaria (36, 3 %). La mayoría
provenía de instituciones educativas públicas (84, 5 %, n = 1 751) y vivía con ambos padres (77, 5 %, n = 1605),
lo que sugiere un contexto familiar mayormente estable. En cuanto a su lugar de residencia, tres de cada
cuatro adolescentes residían en la ciudad de Juliaca (73, 7 %, n = 1 527), lo que refleja una predominante
concentración urbana de la muestra.
Tabla 1. Características sociodemográficas de los participantes (N = 2 072)
Nota: F = frecuencia; % = porcentaje. Los porcentajes han sido redondeados a un decimal, por lo que no pueden sumar exactamente
100 %.
Evidencias de validez basada en el contenido
La tabla 2 muestra los índices de validez basados en el contenido del instrumento de 16 ítems. Se encontró
que el 93,75 % de los ítems (15 ítems) demostraron ser claros, importantes para evaluar el constructo y
pertinentes en la dimensión correcta, ya que los limites inferiores del intervalo (Low) se encontraron por
encima de 0,70 valor requerido por un criterio más conservador,
(46)
no obstante, el ítem 2 demostró un intervalo
igual a 0,60 en el criterio relevancia. Otros detalles más específicos identificaron a los ítems 10 y 15 con
intervalos limítrofes a 0,70 en los criterios relevancia y representatividad y solo al ítem 16 en el criterio
relevancia y claridad, mientras que los ítems 7, 12 la conjunción y 13 presentaron índices limítrofes de 0,71
solo en el criterio claridad.
Tabla 2. Coeficientes V de Aiken (IC del 95 %, n = 8)
Nota: M: media aritmética, DE: desviación estándar, V es el coeficiente V de Aiken, Low – Up: son intervalos de confianza inferior
y superior respectivamente.
Evidencia de validez basada en el constructo
La figura 1 muestra un mapa de calor basado en la matriz policórica de los 16 ítems. Se evidencia que los
ítems del 1 al 6 presentaron correlaciones más altas con coeficientes que oscilan entre 0,47 y 0,88, la segunda
zona significativamente correlacionada se encuentra entre los ítems 7 al 11 con coeficientes de correlación
entre 0,55 y 0,76 mientras que la tercera zona entre los ítems 12 al 16 mostro correlación entre 0,37 y 0,61,
lo que evidencia una esperada agrupación de ítems por cada factor muy similar a lo esperado teóricamente,
no obstante, los ítems 12, 14 y 16 mostraron correlaciones entre 0,44 y 0,67 con los ítems del primer factor,
agrupación no previsible estadísticamente.
Figura 1. Matriz policórica
Nota: Los cuadrantes en rojo indican la agrupación esperada desde el enfoque teórico, no representa un análisis adyacente a la
matriz policórica, el valor cercano a 1 se presenta de color azul; mientras que, el rojo al -1 y un color tenue o blanco representa
coeficientes ínfimos.
Análisis factorial exploratorio
El análisis factorial exploratorio obtenido a partir del 50 % inicial de los encuestados dio como resultado una
solución factorial de tres dimensiones con KMO de 0,903 con prueba de esfericidad de Bartlett de 0,000, esta
solución logró explicar el 56,7 % de la varianza con los 16 ítems muy similares a la matriz policórica y teórica
donde el factor 1 se conformó por los ítems 1 al 6, el factor 2 por los ítems 7 al 11, el factor 3 por los ítems
13 y 15 sin embargo los ítems 12, 14 y 16 mostraron cargas más altas dentro del factor 1, al verificar las
cargas superiores a 0.2 se encontró que estos ítems saturan el F3 con cargas de 0,357, 0,270 y 0,229
respectivamente.
Tabla 3. Cargas de los Factores
Nota: El método de rotación aplicado fue oblimin.
Análisis factorial confirmatorio
La tabla 4 presenta los índices de ajuste del modelo obtenidos mediante AFC utilizando modelos de ecuaciones
estructurales. El modelo 1 procesado por rotación oblicua mostró índices de ajuste de modelo, sin embargo al
observar las cargas factoriales y residuos asociados a cada ítem (ver figura 2A) encontramos que el ítem 15
alcanzó un residuo de 0,72, al excluirlo generamos un segundo modelo con mejores índices (TLI = 0,995,
CFI = 0,996, GFI = 0,996, NFI = 0,995, SRMR = 0,046 y RMSEA = 0,051), no obstante, encontramos que
el ítem 13 demostró un residuo de 0,71 (ver figura 2-b) lo que motivo a la exclusión del ítem 13 generando
un tercer modelo con índices de ajuste esperados. A pesar de esto, el modelo 2 se presenta como el más
adecuado, decisión que se discute más adelante.
Tabla 4. Índices de ajuste por CFA
Nota: El modelo 1 se procesó con una estructura basada en tres dimensiones con 16 ítems, el modelo 2 tiene 3 dimensiones con 15
ítems ya que se excluye al ítem 15, el modelo 3 tiene 3 dimensiones sin los ítems 13 y 15. Todos los modelos se procesaron con
rotación oblicua. (*) se trata del modelo elegido como adecuado.
Figura 2. Semplot de los modelos 1 y 2
A)
B)
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Invarianza métrica
no sobrepasan 0.01 entre cada método de contraste; esto indica que la escala es equivalente entre varones y
mujeres, así como por edades entre 14 a 15 años y entre 16 y17 años.
Tabla 5. Invarianza métrica por sexo (Masculino = 552, Femenino = 484) y por edad (14 - 15 años = 622,
16 - 17 años = 414)
Confiabilidad por consistencia interna
Se aplicó el coeficiente omega de McDonald en su versión unidimensional con intervalos de confianza del
95 % lo que mostró que la primera dimensión, denominada “Creencias erróneas acerca del control del peso
cuanto a la dimensión “Experimentación de emociones agradables al comer” se evidencio una adecuada
confianza de 0,754 a 0,798.
Tabla 6. Confiabilidad por consistencia interna por factor
DISCUSIÓN
El presente estudio tuvo como objetivo adaptar y validar el cuestionario de emociones y creencias acerca de
la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la región de Puno, considerando el creciente riesgo de
adolescentes presenta algún tipo de TCA, lo cual evidencia la necesidad de contar con herramientas adecuadas
para su detección.
(52)
El CECAP busca evaluar emociones y creencias vinculadas a la alimentación, variables
que, según investigaciones previas, están asociadas al desarrollo de conductas alimentarias desadaptativas.
(53,54)
En este estudio, se buscó asegurar que el CECAP adaptado al contexto peruano realmente mida lo que se
propone, por lo cual se evaluó su validez basada en el contenido. Para ello, se utilizó el coeficiente V de
Aiken, poniendo especial atención en que los ítems fueran claros, relevantes y representativos. Diversos
autores, como Charter
(55)
y Ventura-León,
(56)
sugieren que el umbral de 0,70 para V de Aiken es adecuado
para validar la calidad de los ítems durante la adaptación transcultural. Por ello, la revisión individual de
ítems con valores cercanos al umbral asegura no solo el cumplimiento de estándares estadísticos, sino
también la pertinencia cultural y conceptual del instrumento, fortaleciendo su utilidad práctica en la población
peruana.
Además, se evaluó la validez basada en el constructo del CECAP, utilizando la matriz policórica, una técnica
especialmente recomendada para examinar la estructura interna de escalas tipo Likert.
(57,58)
Los resultados
revelaron tres factores bien definidos que respaldan la estructura teórica original del instrumento, lo que
sugiere que la adaptación al contexto peruano ha sido adecuada.
(17)
No obstante, algunas correlaciones entre
grupos de ítems distintos podrían estar reflejando particularidades culturales o dimensiones compartidas,
algo común en procesos de adaptación transcultural.
(59)
En conjunto, estos hallazgos refuerzan la validez del
constructo y abren la puerta a futuros estudios confirmatorios que permitan seguir afinando la estructura del
instrumento en distintos contextos.
(60)
En cuanto a los hallazgos obtenidos en el Análisis Factorial Exploratorio (AFE) evidenciaron una estructura
tridimensional adecuada, sustentada por un índice de adecuación muestral KMO de 0,903 y una prueba de
esfericidad de Bartlett significativa lo que respalda la pertinencia del análisis y adecuación de los datos para
la reducción factorial.
(61)
Simultáneamente, se utilizó también el método de estimación de mínimos cuadrados
no ponderados (ULS) sobre la matriz de correlaciones policóricas, el cual es recomendado para variables
ordinales como Likert.
(57,62)
De este modo, se realizó el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC), el cual muestra índices de ajuste obtenidos
(CFI = 0,979, TLI = 0,975, RMSEA = 0,058, SRMR = 0,057) se encuentran dentro de los rangos adecuados,
lo que indica que el modelo presenta un buen ajuste.
(1)
Así también, en comparación al instrumento original
muestra resultados favorables, lo que sugiere que la estructura del instrumento es funcional en ambos contextos
culturales.
(17)
En cuanto a las modificaciones del instrumento, se optó por la eliminación del ítem 15 (“Me fijo en el peso
de las personas”), debido a que presentó un residuo estandarizado de 0,72. Aunque el valor no supera el
umbral ya establecido para ser considerado un mal ajuste local (+2,5), sí refleja una discrepancia resaltante
que sugiere una inconsistencia entre el modelo teórico y los datos obtenidos.
(63)
No solo resalta la consideración
estadística, el ítem no reflejaba adecuadamente la intención evaluativa de la dimensión “Importancia que se
le otorga al peso corporal”, ya que hace referencia a una observación externa del peso ajeno, mientras que los
demás ítems de la dimensión se enfocan en creencias internalizadas y autorreferencias acerca del propio
peso, aspecto fundamental en la construcción de la autoimagen corporal.
(17)
Según Ramos et al.
(64)
detalla que la percepción del peso corporal se relaciona estrechamente con la autoestima
y las emociones hacia uno mismo, y no con actitudes evaluativas hacia las demás personas como hace
referencia este ítem. En este sentido, aunque el ítem 13 (“Pienso que el peso de las personas es importante”),
presentó un residuo de 0,71, fue conservado debido a que mantiene mejor ajuste teórico con la dimensión
relacionada al valor asignado al peso corporal en la experiencia personal
(63)
. Asimismo, cabe resaltar que se
respetó el criterio técnico que recomienda mantener un mínimo de cuatro ítems por factor para asegurar
estabilidad en la estimación del constructo y un modelo con mayor consistencia estructural.
(65)
Para comprobar que el CECAP funciona de manera consistente entre diferentes grupos, se realizó un análisis
de invarianza métrica. Los resultados mostraron que la estructura del instrumento se mantiene estable según
el género y la edad, en adolescentes de la región de Puno. El modelo de tres dimensiones y 15 ítems presentó
y los cambios observados entre los modelos configural, métrico, escalar y estricto fueron mínimos,
cumpliendo los estándares propuestos por Chen.
(66)
Los resultados obtenidos coinciden con investigaciones que han confirmado la estabilidad factorial de
instrumentos similares en adolescentes. Perpiña et al.
(37)
validó la Emotional Eating Scale for Children and
Adolescents, confirmando su estructura mediante análisis factorial confirmatorio. De manera similar, Lobera
et al.
(38)
adaptó la versión española de la Irrational Food Beliefs Scale, identificando dimensiones bien definidas
y con adecuados indicadores de validez. En conjunto, estas evidencias refuerzan la solidez del CECAP como
un instrumento útil y confiable para comparar creencias y emociones relacionadas con la alimentación y el
peso en distintos grupos, minimizando posibles sesgos de interpretación.
En cuanto a la confiabilidad, el CECAP fue evaluado mediante el coeficiente omega de McDonald, obteniendo
valores sólidos en cada de sus dimensiones: “Creencias erróneas acerca del control del peso corporal”
Kalogiratou et al.
(40)
Lobera et al.
(38)
adaptaron una escala sobre creencias irracionales alimentarias en adolescentes, reportando
buena consistencia interna y estructura factorial clara.
En conjunto, estos hallazgos respaldan de manera sólida la fiabilidad del CECAP en la población adolescente,
posicionándolo como una herramienta adecuada para evaluar creencias y emociones sobre la alimentación y
peso. En cuanto a la estimación de la consistencia interna, se optó por utilizar el omega de McDonald, a
diferencia de estudios previos que emplearon el alfa de Cronbach, ya que proporciona estimaciones más
precisas en presencia de cargas factoriales desiguales o estructuras multidimensionales. Como sostiene
Ventura-León
(56)
, el alfa de Cronbach puede generar estimaciones poco confiables, recomendando el uso del
omega como una alternativa más sólida y actualizada.
En cuanto a las limitaciones del estudio, destaca el uso de un muestreo no probabilístico, lo cual restringe la
generalización de los resultados a la población adolescente en conjunto. Adicionalmente, la recolección de
datos mediante autoinforme podría haber estado influenciada por la deseabilidad social; no obstante, se
intentó mitigar este sesgo mediante la sensibilización previa de los participantes respecto a la importancia de
brindar respuestas honestas.
Finalmente, la aplicación del cuestionario se limitó a adolescentes de instituciones educativas de Puno y
Juliaca, lo que podría restringir la representatividad de los hallazgos en relación con la diversidad cultural,
lingüística y socioeconómica presente en otras regiones del país. Por ello, se recomienda que en futuras
investigaciones se utilice una muestra más amplia y representativa, a fin de obtener resultados que reflejen
con mayor precisión dicha diversidad en otras provincias o regiones del país.
CONCLUSIONES
El presente estudio evidenció que la versión adaptada del Cuestionario de Emociones y Creencias sobre la
Alimentación y el Peso (CECAP) presenta adecuadas propiedades psicométricas en adolescentes de la región
de Puno, Perú. La evidencia de validez de contenido mostró vales de V de Aiken superiores a 0,70, lo que
indica una adecuada claridad y pertinencia cultural de los ítems. En cuanto a la validez de constructo, análisis
factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el análisis factorial confirmatorio (CFI = 0,979;
TLI = 0,975; RMSEA = 0,058; SRMR = 0,057) corroboraron una estructura tridimensional consistente con
Finalmente, los coeficientes de omega de McDonald, con valores 0,776 y 0,895, reflejaron una adecuada
consistencia interna en todas las dimensiones del instrumento.
En términos generales, los resultados respaldan el uso del CECAP como un instrumento válido, fiable y
culturalmente pertinente para la evaluación de creencias y emociones alimentarias en adolescentes andinos.
Su implementación en ámbitos educativos y de salud mental favorece la identificación y prevención de
conductas alimentarias de riesgo asociadas a trastornos de la conducta alimentaria. Se sugiere que futuras
investigaciones amplíen el tamaño muestral e incorporen variables contextuales, como el entorno familiar y
las condiciones socioeconómicas, a fin de lograr una comprensión más integral de este fenómeno.
Financiamiento: la investigación fue financiada por los propios autores.
Agradecimientos: Se agradece a los adolescentes y docentes de las instituciones educativas de Puno y Juliaca
por su participación y colaboración durante el desarrollo del estudio.
Conflictos de intereses: Los autores declaran que no existe ningún conflicto de interés financiero, personal o
institucional que pudiera haber influido en los resultados o la interpretación del presente estudio.
Declaración de contribución:Todos los autores contribuyeron de manera equitativa en la concepción, del
estudio, el diseño metodológico, la recolección de datos, el análisis, la interpretación de resultados y la redacción
del manuscrito. Además, revisaron críticamente el contenido, aprobaron la versión final y asumen responsabilidad
conjunta por la integridad y exactitud del trabajo presentado.
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CFI
TLI
SRMR
RMSEA
ΔCFI
ΔTLI
ΔSRMR
ΔRMSEA
Configural
0,996
0,996
0,053
0,050
Métrico
0,995
0,994
0,058
0,058
0,001
0,002
0,005
0,008
Escalar
0,996
0,996
0,053
0,047
0,001
0,002
0,005
0,011
Estricto
0,996
0,996
0,053
0,047
0,000
0,000
0,000
0,000
CFI
TLI
SRMR
RMSEA
CFI
TLI
SRMR
RMSEA
Configural
0,997
0,996
0,053
0,050
Métrico
0,996
0,996
0,055
0,051
-0,001
0,000
0,002
0,001
Estricto
0,996
0,997
0,054
0,046
0,000
0,000
0,000
0,000
Factor
Omega de McDonald
Creencias erróneas acerca del control del peso
corporal
0,889 [IC95 % 0,878 – 0,899]
Experimentación de emociones agradables al comer
0,895 [IC95 % 0,885 a 0,905]
Importancia que se le otorga al peso corporal
0,776 [IC95 % 0,754 a 0,798]
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Adaptación y validación del Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el
Peso (CECAP)
Adaptation and validation of the emotions and beliefs about eating and weight questionnaire
(CECAP)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.02
Autores:
Winston Yoel Flores Yana - https://orcid.org/0009-0009-4987-5290
Meljhi Nikol Choquecahua Espinoza - https://orcid.org/0009-0006-8188-7505
Danaly Ceydi Mamani Mamani - https://orcid.org/0009-0004-7823-5093
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Puno, Perú.
Autor de correspondencia: Winston Yoel Flores Yana. Universidad Peruana Unión, Juliaca, Puno, Perú.
Dirección postal: Salida Arequipa, Km 6, Chullunquiani, Juliaca, Perú. Email: winston.flores@upeu.edu.pe.
Teléfono: +51 973733898.
Recibido: 15 de octubre de 2025 Aceptado: 06 de marzo de 2026
RESUMEN
El objetivo del estudio fue adaptar y validar el Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación
y el Peso (CECAP) en adolescentes de la región de Puno, Perú. Participaron 2 072 estudiantes de entre 14 a
18 años, seleccionados mediante un muestreo no probabilístico. La validez de contenido, medida con el
coeficiente V de Aiken, mostró valores por encima de 0.70, lo que evidenció la claridad y pertinencia de los
ítems. El análisis factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el confirmatorio (CFI = 0,996;
TLI = 0,995; RMSEA = 0,051; SRMR = 0,046) mostraron una estructura de tres dimensiones, consistente y
bien alineada con el modelo teórico original. Además, se revisó su la estructura factorial se mantenía igual
apuntaron a una adecuada consistencia interna. En resumen, la versión adaptada del CECAP muestra propiedades
psicométricas apropiadas y resulta valida y confiable, así que puede usarse como una herramienta útil para
evaluar las creencias y las emociones sobre la alimentación y el peso en adolescentes peruanos.
Palabras clave: emociones; adolescente; conducta alimentaria.
ABSTRACT
The aim of this study was to adapt and validate the Questionnaire of Emotions and Beliefs about Food and
Weight (CECAP) in adolescents from the Puno region of Peru. A total of 2,072 students aged 14 to 18 years
participated, selected using non-probability sampling. Content validity, measured using Aiken's V coefficient,
showed values above 0.70, demonstrating the clarity and relevance of the items. Exploratory factor analysis
(KMO = 0.903; Bartlett p < 0.001) and confirmatory factor analysis (CFI = 0.996; TLI = 0.995; RMSEA = 0.051;
SRMR = 0.046) revealed a three-dimensional structure, consistent and well-aligned with the original theoretical
model. Furthermore, the factor structure was verified to be consistent across gender and age groups.
consistency. In summary, the adapted version of the CECAP shows appropriate psychometric properties
and is valid and reliable, so it can be used as a useful tool to assess beliefs and emotions about food and
weight in Peruvian adolescents.
Keywords: Emotions; Adolescent; Eating Behavior.
INTRODUCCIÓN
Las enfermedades no transmisibles ocasionan aproximadamente de cinco millones de muertes al año.
(1)
En
este contexto, se estima que más de 390 millones de jóvenes en el mundo presentan sobrepeso, lo que refleja
una problemática de alcance global.
(2)
En un estudio español con 4 362 adolescentes, se identificó que el 9,6 %
de las chicas y el 1,7 % de los chicos mostraron indicios de trastornos alimentarios, reflejando una mayor
preocupación femenina por la imagen corporal.
(3)
Estos resultados permiten comprender que la influencia de
las emociones en el comportamiento alimentario es relevante, ya que pueden modificar el apetito y la
frecuencia de consumo alimenticio, generando alteraciones en la ingesta.
(4)
Cuando dichas variaciones superan
la capacidad de autorregulación cognitiva y fisiológica, se asocian con riesgos para la salud.
(5)
En el Perú, el Seguro Social de Salud (EsSalud señalo que, durante la pandemia, los casos de trastornos de
conducta alimentaria en adolescentes llegaron a duplicarse, afectando incluso a menores desde los 11 años.
(6)
Asimismo, se estima que el 51 % de la población experimenta inseguridad alimentaria,
(7)
mientras que
aproximadamente el 5 % de los adolescentes presenta alteraciones nutricionales, con mayor prevalencia en
mujeres jóvenes.
(8)
En este contexto, el estigma relacionado con el peso corporal se asocia con la alimentación
emocional, definida como la tendencia a aumentar o reducir la ingesta frente a emociones como la ira,
miedo, tristeza o la ansiedad.
(9)
Estas emociones negativas se relacionan con patrones alimentarios como
adaptativos, entre ellos la sobrealimentación emocional, la cual favorece el consumo elevado de alimentos
altos en grasa y azúcares y limita la capacidad de autoregular la ingesta.
(10)
De manera complementaria, se ha evidenciado que el estrés emocional también incrementa los niveles de
cortisol, lo que puede influir en la elección de alimentos poco saludables como forma de aliviar el malestar.
(11)
Esta dinámica se agrava por la exposición constante al estigma del peso, que eleva el cortisol y fomenta la
preferencia por alimentos calóricos, reforzando los patrones de alimentación emocional.
(12)
A pesar de ello,
el estigma del peso no solo se vincula con la alimentación emocional, sino también con un mayor aislamiento
social y una menor búsqueda de apoyo emocional, intensificando el ciclo de malestar psicológico y los
comportamientos alimentarios desadaptativos.
(13)
La conducta alimentaria está influida por factores socioculturales, creencias, entorno y emociones, los cuales
determinan los hábitos adquiridos en la infancia, lo que condiciona las prácticas alimentarias actuales.
(14)
Estudios realizados en el Perú señalan que los adolescentes presentan un alto riesgo nutricional, enfrentando
problemáticas como el sobrepeso, la obesidad y la anemia, y evidencian la escasez de investigaciones que
analicen los factores socioculturales que influyen en los hábitos alimentarios. Esta situación limita y dificulta
el desarrollo en la implementación de intervenciones en la salud pública que sean pertenecientes desde el
punto de vista cultural.
(15)
Del mismo modo, se ha reconocido que factores individuales, como dificultades
económicas para el acceso de alimentos y la preocupación por el aspecto físico, influyendo significativamente
en las conductas alimentarias de los adolescentes.
(16)
En este sentido, es fundamental abordar el estigma
asociado al peso desde un enfoque integral, considerando tanto aspectos psicológicos como los procesos
fisiológicos.
(17)
En relación con las emociones acerca de la alimentación y el peso, las diferentes reacciones emocionales
tienen efectos significativos a la hora de la ingesta de alimentos, lo cual provoca que el individuo ingiera una
cantidad excesiva de alimentos o viceversa, afectando sus hábitos alimenticios.
(18)
Estas investigaciones
abordan sobre estados emocionales negativos como el miedo o la depresión.
(19,20)
Un análisis psicosomático
ha demostrado que las personas con TCA consumen o dejan de consumir alimentos, ante emociones negativas
como una conducta aprendida orientada a disminuir el malestar emocional.
(21)
Como el comer en exceso en
respuesta a emociones negativas, como la ansiedad o irritabilidad emocional.
(22)
Respecto a las creencias acerca de la alimentación y el peso, se han revisado varios estudios los cuales señalan
que la percepción de la imagen corporal es generada en su mayoría por estereotipos o problemas sociales,
que afectan tanto a los adolescentes como adultos;
(23,24)
asimismo, hace alusión a creencias erróneas, referente
al peso y la alimentación que se asocian con conductas de restricción o exceso alimentario.
(17)
Diversos
medios de comunicación fomentan estereotipos de belleza irrealizables, creando una presión social que
impacta particularmente a los adolescentes y adultos jóvenes.
(25)
Creencias erróneas acerca del control del peso corporal, la autopercepción de una persona no siempre
manifiesta la realidad, dado que el peso está influenciado por muchos factores, como la edad, el género, la
familia, los compañeros, los medios y el origen étnico
(26)
La insatisfacción con la imagen corporal, el disgusto
por el cuerpo y el desdén pueden contribuir a los efectos negativos del aumento de peso en la salud.
(27)
La
forma en que percibimos nuestro peso influye significativamente en cómo nos sentimos con nosotros
mismos, cuando creemos que tener sobrepeso u obesidad es un reflejo de cualidades negativas que puede
dañarnos significativamente en nuestra autoestima.
(28)
Experimentación de emociones agradables al comer, la motivación humana para comer, así como la cantidad,
frecuencia y elección del consumo de alimentos, están influenciadas por variables que no están directamente
relacionadas con las necesidades fisiológicas ni con el valor nutricional de los alimentos, lo cual conlleva a
que cuando las personas hacen referencia a una emoción negativa dan por consecuencia a la ingesta impulsiva;
por otro lado, cuando prevalecen las emociones positivas, el aumento de la alimentación les proporciona
placer.
(29,30)
Adicionalmente, se ha comprobado que una emoción positiva también provoca una mayor ingesta
de alimentos no solo por el placer de consumir los alimentos
(31)
La importancia que se otorga al peso corporal es un asunto altamente ético en el debate público y en la
medicina.
(32–34)
Las normas sociales dictan que tener bajo peso o un peso "normal" es saludable, y los críticos
tratan a las personas con sobrepeso y obesidad: se les atribuye con frecuencia una carga moral, puesto que un
elemento central de la moralidad es que las características personales deseables dictan que el peso debe
ajustarse a estándares sociales predeterminados, por lo que emergen las cualidades morales del esfuerzo y el
autocontrol.
(32,35)
De esta forma, la creencia social de que el peso es controlable y que el exceso de peso refleja
inmoralidad por falta de esfuerzo y autocontrol es muy común tanto en la población general como en personas
que padecen obesidad.
(32,36)
En Europa, específicamente en España se validó el instrumento EES-C aplicada a 199 participantes de 9 a 16
años, confirmó un modelo factorial de cinco dimensiones (CFI = 0,935; GFI = 0,850; AGFI = 0,816; SRMR = 0,066;
(37)
Así también el instrumento IFBS
administrado a 323 jóvenes de 12 a 20 años, presentó una estructura bifactorial con adecuada medida muestral
con indicadores psicológicos y de salud.
(38)
En Barcelona, el EEQ validado en 354 sujetos de 12 a 39 años mostró consistencia interna adecuada en sus
(39)
En Grecia, la
EES-C validada en 139 estudiantes de 9 a 14 años, el AFE explicó el 47,67 % de la varianza total, con
indicadores de adecuación muestral satisfactorios (KMO = 0,869; Bartlett p < 0,001) y con alta consistencia
(40)
Otra versión adaptada de la EES-C en Turquía aplicada a 576 niños y adolescentes
CFI = 0,97), confirmando la robustez psicométrica del instrumento.
(41)
Por otra parte, diversos estudios realizados en América Latina respaldan la validez de estas escalas en distintos
contextos por ejemplo en México el instrumento CECAP, con 1 833 adolescentes de 14 a 18 años mostró
(17)
Y finalmente en Chile el instrumento
CFPQ-Teen aplicado a 473 adolescentes mostró un modelo de cuatro factores con buen ajuste (CFI = 0,965;
invariancia métrica y escalar por género, sin diferencias significativas entre hombres y mujeres.
(42)
Con base a lo expuesto, las bondades del instrumento que se pretende adaptar al contexto peruano, no se
centra en las patologías asociados a los TCA, como muchos otros instrumentos lo realizan; sino, lo que se
busca con este instrumento es indagar las creencias y emociones tanto positivas como negativas sobre la
alimentación y el peso que muchas veces son el detonante de los TCA, que tienen un mayor impacto en los
adolescentes y adultos jóvenes, facilitando la intervención temprana de dicha problemática.
(17)
Por ello, el
objetivo general de la presente investigación fue adaptar y analizar las propiedades psicométricas del
Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el Peso (CECAP) al contexto peruano
y analizar la validez y confiabilidad en jóvenes de la región de Puno; asimismo, tiene como objetivos
específicos determinar la validez de contenido, constructo, la confiabilidad y la invarianza métrica del
cuestionario de emociones y creencias acerca de la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la
región de Puno.
MÉTODO
La investigación es de enfoque psicométrico, centrada en analizar las propiedades psicométricas del instru-
mento, mediante su aplicación, el análisis de puntajes e interpretación de resultados. Asimismo, se empleó
un diseño no experimental, ya que no implica la manipulación de variables, y corresponde a un corte trans-
versal, ya que busca recopilar y analizar datos de un sector de la población en un momento específico.
(43)
Participantes
La población estuvo constituida por jóvenes de las ciudades de Puno y Juliaca, ubicadas en el sur del Perú.
Dicha población es finita, ya que corresponde a un número determinado de estudiantes matriculados en
instituciones educativas de nivel secundario en ambas ciudades durante el año de aplicación del estudio. De
esta población se obtuvo una muestra de 2 072, de los cuales 537 correspondieron a la ciudad de Puno y 1
535 a Juliaca. La muestra se seleccionó mediante un muestreo no probabilístico, de tipo por conveniencia
basado en los criterios de selección y recursos de los investigadores.
(44)
Asimismo, este tamaño muestral
resulta mayor al estándar recomendado para análisis factoriales, que recomienda contar con 20 participantes
por ítem;
(45)
considerando que el instrumento posee 16 ítems, el tamaño mínimo requerido sería 320
participantes, cifra ampliamente superada por la muestra del presente estudio.
Para participar en el estudio se tomó como primer requisito el consentimiento y asentimiento informado, en
la misma línea, los candidatos debían tener entre 14 a 18 años, ambos sexos y que residieron durante la
evaluación en las ciudades de Puno y Juliaca, no se permitió la participación de personas con una nacionalidad
distinta a la peruana, ni de aquellas con alguna discapacidad permanente o temporal que les impidiera
comprender y responder adecuadamente las preguntas. Finalmente, se excluyeron las encuestas que estuvieron
incompletas o que tuvieran respuestas sesgadas en una sola categoría.
Instrumento
El instrumento adaptado en el contexto peruano fue el Cuestionario de emociones y creencias acerca de la
alimentación y el peso (CECAP). Dicho cuestionario es originario de la Ciudad de México y fue creado por
Silva y Gonzáles
(17)
. Este instrumento permite identificar con mayor comprensión las razones que explican
la sobreingesta o subingesta en adolescentes (14 a 18 años), considerando que, en muchos casos, podrían
estar influenciados por creencias inadecuadas o utilizando una alimentación como una estrategia disfuncional
de regulación emocional. El instrumento original consta de tres dimensiones y 16 ítems compuesto por la
escala tipo Likert (Nunca = 1, Algunas veces = 2, Con frecuencia = 3, Siempre = 4). El instrumento muestra
evidencias de validez adecuadas, así también se ha encontrado apropiados índices de bondad de ajuste
-
(17)
Análisis de datos
Dado que el instrumento original se encuentra en idioma español, no fue necesario realizar un proceso de
traducción. No obstante, se llevó a cabo un proceso de adaptación cultural mediante evaluación de validez
de contenido por siete jueces expertos, con el objetivo de verificar la claridad, pertinencia y adecuación
cultural de los ítems al contexto peruano; complementariamente, se usó la fórmula de Penfield y Giacobbi
(46)
al 95 % de confianza bajo un criterio conservador
(47)
que exige que los intervalos de confianza inferiores sean
mayores de 0,7; en cuanto al análisis factorial exploratorio y confirmatorio se optó por dividir los datos en
submuestras equivalentes de 1 036 participantes para cada análisis. El análisis factorial exploratorio exige el
estudio de la linealidad, normalidad y multicolinealidad
(48)
las mismas que se comprobaron mediante una
matriz de correlaciones policóricas (Figura 1). No obstante, para la normalidad se usó la recomendación de
Ferrando y Anguiano-Carrasco
(49)
para comprobar la normalidad multivariada, el análisis arrojó un valor de
inferior al 0,05 que demuestra no normalidad, el mencionado resultado junto a la naturaleza ordinal de los
ítems, se optó por utilizar mínimos cuadrados ordinarios como método de factorización. En cuanto a los
hallazgos del AFC de trabajaron con el estimador WLSMV usando el software R Studio con el paquete
Lavaan, asimismo se optó por un método de rotación oblicua con índices de ajuste como CFI > 0,95; GFI > 0,93;
TLI > 0,90, RMSEA < 0,05, SRMR < 0,08.
(50)
En este sentido, se estimó la confiabilidad por consistencia interna
mediante el coeficiente omega de McDonald por ser un análisis de confiabilidad por consistencia interna
menos sensible a la cantidad de ítems.
(51)
Adicionalmente, se optó por someter el test a procesos de invarianza
métrica por CFA así como determinar baremos para la interpretación de la prueba con base a percentiles.
RESULTADOS
Análisis sociodemográfico
En este estudio participaron 2 072 adolescentes de entre 14 y 17 años, con una proporción ligeramente mayor
de varones (55, 5 %, n = 1 149) en comparación con las mujeres (44, 5 %, n = 923). Más de la mitad tenía
una edad entre 14 y 15 años (59, 9 %, n = 1241) y cursaba el tercer año de secundaria (36, 3 %). La mayoría
provenía de instituciones educativas públicas (84, 5 %, n = 1 751) y vivía con ambos padres (77, 5 %, n = 1605),
lo que sugiere un contexto familiar mayormente estable. En cuanto a su lugar de residencia, tres de cada
cuatro adolescentes residían en la ciudad de Juliaca (73, 7 %, n = 1 527), lo que refleja una predominante
concentración urbana de la muestra.
Tabla 1. Características sociodemográficas de los participantes (N = 2 072)
Nota: F = frecuencia; % = porcentaje. Los porcentajes han sido redondeados a un decimal, por lo que no pueden sumar exactamente
100 %.
Evidencias de validez basada en el contenido
La tabla 2 muestra los índices de validez basados en el contenido del instrumento de 16 ítems. Se encontró
que el 93,75 % de los ítems (15 ítems) demostraron ser claros, importantes para evaluar el constructo y
pertinentes en la dimensión correcta, ya que los limites inferiores del intervalo (Low) se encontraron por
encima de 0,70 valor requerido por un criterio más conservador,
(46)
no obstante, el ítem 2 demostró un intervalo
igual a 0,60 en el criterio relevancia. Otros detalles más específicos identificaron a los ítems 10 y 15 con
intervalos limítrofes a 0,70 en los criterios relevancia y representatividad y solo al ítem 16 en el criterio
relevancia y claridad, mientras que los ítems 7, 12 la conjunción y 13 presentaron índices limítrofes de 0,71
solo en el criterio claridad.
Tabla 2. Coeficientes V de Aiken (IC del 95 %, n = 8)
Nota: M: media aritmética, DE: desviación estándar, V es el coeficiente V de Aiken, Low – Up: son intervalos de confianza inferior
y superior respectivamente.
Evidencia de validez basada en el constructo
La figura 1 muestra un mapa de calor basado en la matriz policórica de los 16 ítems. Se evidencia que los
ítems del 1 al 6 presentaron correlaciones más altas con coeficientes que oscilan entre 0,47 y 0,88, la segunda
zona significativamente correlacionada se encuentra entre los ítems 7 al 11 con coeficientes de correlación
entre 0,55 y 0,76 mientras que la tercera zona entre los ítems 12 al 16 mostro correlación entre 0,37 y 0,61,
lo que evidencia una esperada agrupación de ítems por cada factor muy similar a lo esperado teóricamente,
no obstante, los ítems 12, 14 y 16 mostraron correlaciones entre 0,44 y 0,67 con los ítems del primer factor,
agrupación no previsible estadísticamente.
Figura 1. Matriz policórica
Nota: Los cuadrantes en rojo indican la agrupación esperada desde el enfoque teórico, no representa un análisis adyacente a la
matriz policórica, el valor cercano a 1 se presenta de color azul; mientras que, el rojo al -1 y un color tenue o blanco representa
coeficientes ínfimos.
Análisis factorial exploratorio
El análisis factorial exploratorio obtenido a partir del 50 % inicial de los encuestados dio como resultado una
solución factorial de tres dimensiones con KMO de 0,903 con prueba de esfericidad de Bartlett de 0,000, esta
solución logró explicar el 56,7 % de la varianza con los 16 ítems muy similares a la matriz policórica y teórica
donde el factor 1 se conformó por los ítems 1 al 6, el factor 2 por los ítems 7 al 11, el factor 3 por los ítems
13 y 15 sin embargo los ítems 12, 14 y 16 mostraron cargas más altas dentro del factor 1, al verificar las
cargas superiores a 0.2 se encontró que estos ítems saturan el F3 con cargas de 0,357, 0,270 y 0,229
respectivamente.
Tabla 3. Cargas de los Factores
Nota: El método de rotación aplicado fue oblimin.
Análisis factorial confirmatorio
La tabla 4 presenta los índices de ajuste del modelo obtenidos mediante AFC utilizando modelos de ecuaciones
estructurales. El modelo 1 procesado por rotación oblicua mostró índices de ajuste de modelo, sin embargo al
observar las cargas factoriales y residuos asociados a cada ítem (ver figura 2A) encontramos que el ítem 15
alcanzó un residuo de 0,72, al excluirlo generamos un segundo modelo con mejores índices (TLI = 0,995,
CFI = 0,996, GFI = 0,996, NFI = 0,995, SRMR = 0,046 y RMSEA = 0,051), no obstante, encontramos que
el ítem 13 demostró un residuo de 0,71 (ver figura 2-b) lo que motivo a la exclusión del ítem 13 generando
un tercer modelo con índices de ajuste esperados. A pesar de esto, el modelo 2 se presenta como el más
adecuado, decisión que se discute más adelante.
Tabla 4. Índices de ajuste por CFA
Nota: El modelo 1 se procesó con una estructura basada en tres dimensiones con 16 ítems, el modelo 2 tiene 3 dimensiones con 15
ítems ya que se excluye al ítem 15, el modelo 3 tiene 3 dimensiones sin los ítems 13 y 15. Todos los modelos se procesaron con
rotación oblicua. (*) se trata del modelo elegido como adecuado.
Figura 2. Semplot de los modelos 1 y 2
A)
B)
Invarianza métrica
no sobrepasan 0.01 entre cada método de contraste; esto indica que la escala es equivalente entre varones y
mujeres, así como por edades entre 14 a 15 años y entre 16 y17 años.
Tabla 5. Invarianza métrica por sexo (Masculino = 552, Femenino = 484) y por edad (14 - 15 años = 622,
16 - 17 años = 414)
Confiabilidad por consistencia interna
Se aplicó el coeficiente omega de McDonald en su versión unidimensional con intervalos de confianza del
95 % lo que mostró que la primera dimensión, denominada “Creencias erróneas acerca del control del peso
cuanto a la dimensión “Experimentación de emociones agradables al comer” se evidencio una adecuada
confianza de 0,754 a 0,798.
Tabla 6. Confiabilidad por consistencia interna por factor
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DISCUSIÓN
El presente estudio tuvo como objetivo adaptar y validar el cuestionario de emociones y creencias acerca de
la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la región de Puno, considerando el creciente riesgo de
adolescentes presenta algún tipo de TCA, lo cual evidencia la necesidad de contar con herramientas adecuadas
para su detección.
(52)
El CECAP busca evaluar emociones y creencias vinculadas a la alimentación, variables
que, según investigaciones previas, están asociadas al desarrollo de conductas alimentarias desadaptativas.
(53,54)
En este estudio, se buscó asegurar que el CECAP adaptado al contexto peruano realmente mida lo que se
propone, por lo cual se evaluó su validez basada en el contenido. Para ello, se utilizó el coeficiente V de
Aiken, poniendo especial atención en que los ítems fueran claros, relevantes y representativos. Diversos
autores, como Charter
(55)
y Ventura-León,
(56)
sugieren que el umbral de 0,70 para V de Aiken es adecuado
para validar la calidad de los ítems durante la adaptación transcultural. Por ello, la revisión individual de
ítems con valores cercanos al umbral asegura no solo el cumplimiento de estándares estadísticos, sino
también la pertinencia cultural y conceptual del instrumento, fortaleciendo su utilidad práctica en la población
peruana.
Además, se evaluó la validez basada en el constructo del CECAP, utilizando la matriz policórica, una técnica
especialmente recomendada para examinar la estructura interna de escalas tipo Likert.
(57,58)
Los resultados
revelaron tres factores bien definidos que respaldan la estructura teórica original del instrumento, lo que
sugiere que la adaptación al contexto peruano ha sido adecuada.
(17)
No obstante, algunas correlaciones entre
grupos de ítems distintos podrían estar reflejando particularidades culturales o dimensiones compartidas,
algo común en procesos de adaptación transcultural.
(59)
En conjunto, estos hallazgos refuerzan la validez del
constructo y abren la puerta a futuros estudios confirmatorios que permitan seguir afinando la estructura del
instrumento en distintos contextos.
(60)
En cuanto a los hallazgos obtenidos en el Análisis Factorial Exploratorio (AFE) evidenciaron una estructura
tridimensional adecuada, sustentada por un índice de adecuación muestral KMO de 0,903 y una prueba de
esfericidad de Bartlett significativa lo que respalda la pertinencia del análisis y adecuación de los datos para
la reducción factorial.
(61)
Simultáneamente, se utilizó también el método de estimación de mínimos cuadrados
no ponderados (ULS) sobre la matriz de correlaciones policóricas, el cual es recomendado para variables
ordinales como Likert.
(57,62)
De este modo, se realizó el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC), el cual muestra índices de ajuste obtenidos
(CFI = 0,979, TLI = 0,975, RMSEA = 0,058, SRMR = 0,057) se encuentran dentro de los rangos adecuados,
lo que indica que el modelo presenta un buen ajuste.
(1)
Así también, en comparación al instrumento original
muestra resultados favorables, lo que sugiere que la estructura del instrumento es funcional en ambos contextos
culturales.
(17)
En cuanto a las modificaciones del instrumento, se optó por la eliminación del ítem 15 (“Me fijo en el peso
de las personas”), debido a que presentó un residuo estandarizado de 0,72. Aunque el valor no supera el
umbral ya establecido para ser considerado un mal ajuste local (+2,5), sí refleja una discrepancia resaltante
que sugiere una inconsistencia entre el modelo teórico y los datos obtenidos.
(63)
No solo resalta la consideración
estadística, el ítem no reflejaba adecuadamente la intención evaluativa de la dimensión “Importancia que se
le otorga al peso corporal”, ya que hace referencia a una observación externa del peso ajeno, mientras que los
demás ítems de la dimensión se enfocan en creencias internalizadas y autorreferencias acerca del propio
peso, aspecto fundamental en la construcción de la autoimagen corporal.
(17)
Según Ramos et al.
(64)
detalla que la percepción del peso corporal se relaciona estrechamente con la autoestima
y las emociones hacia uno mismo, y no con actitudes evaluativas hacia las demás personas como hace
referencia este ítem. En este sentido, aunque el ítem 13 (“Pienso que el peso de las personas es importante”),
presentó un residuo de 0,71, fue conservado debido a que mantiene mejor ajuste teórico con la dimensión
relacionada al valor asignado al peso corporal en la experiencia personal
(63)
. Asimismo, cabe resaltar que se
respetó el criterio técnico que recomienda mantener un mínimo de cuatro ítems por factor para asegurar
estabilidad en la estimación del constructo y un modelo con mayor consistencia estructural.
(65)
Para comprobar que el CECAP funciona de manera consistente entre diferentes grupos, se realizó un análisis
de invarianza métrica. Los resultados mostraron que la estructura del instrumento se mantiene estable según
el género y la edad, en adolescentes de la región de Puno. El modelo de tres dimensiones y 15 ítems presentó
y los cambios observados entre los modelos configural, métrico, escalar y estricto fueron mínimos,
cumpliendo los estándares propuestos por Chen.
(66)
Los resultados obtenidos coinciden con investigaciones que han confirmado la estabilidad factorial de
instrumentos similares en adolescentes. Perpiña et al.
(37)
validó la Emotional Eating Scale for Children and
Adolescents, confirmando su estructura mediante análisis factorial confirmatorio. De manera similar, Lobera
et al.
(38)
adaptó la versión española de la Irrational Food Beliefs Scale, identificando dimensiones bien definidas
y con adecuados indicadores de validez. En conjunto, estas evidencias refuerzan la solidez del CECAP como
un instrumento útil y confiable para comparar creencias y emociones relacionadas con la alimentación y el
peso en distintos grupos, minimizando posibles sesgos de interpretación.
En cuanto a la confiabilidad, el CECAP fue evaluado mediante el coeficiente omega de McDonald, obteniendo
valores sólidos en cada de sus dimensiones: “Creencias erróneas acerca del control del peso corporal”
Kalogiratou et al.
(40)
Lobera et al.
(38)
adaptaron una escala sobre creencias irracionales alimentarias en adolescentes, reportando
buena consistencia interna y estructura factorial clara.
En conjunto, estos hallazgos respaldan de manera sólida la fiabilidad del CECAP en la población adolescente,
posicionándolo como una herramienta adecuada para evaluar creencias y emociones sobre la alimentación y
peso. En cuanto a la estimación de la consistencia interna, se optó por utilizar el omega de McDonald, a
diferencia de estudios previos que emplearon el alfa de Cronbach, ya que proporciona estimaciones más
precisas en presencia de cargas factoriales desiguales o estructuras multidimensionales. Como sostiene
Ventura-León
(56)
, el alfa de Cronbach puede generar estimaciones poco confiables, recomendando el uso del
omega como una alternativa más sólida y actualizada.
En cuanto a las limitaciones del estudio, destaca el uso de un muestreo no probabilístico, lo cual restringe la
generalización de los resultados a la población adolescente en conjunto. Adicionalmente, la recolección de
datos mediante autoinforme podría haber estado influenciada por la deseabilidad social; no obstante, se
intentó mitigar este sesgo mediante la sensibilización previa de los participantes respecto a la importancia de
brindar respuestas honestas.
Finalmente, la aplicación del cuestionario se limitó a adolescentes de instituciones educativas de Puno y
Juliaca, lo que podría restringir la representatividad de los hallazgos en relación con la diversidad cultural,
lingüística y socioeconómica presente en otras regiones del país. Por ello, se recomienda que en futuras
investigaciones se utilice una muestra más amplia y representativa, a fin de obtener resultados que reflejen
con mayor precisión dicha diversidad en otras provincias o regiones del país.
CONCLUSIONES
El presente estudio evidenció que la versión adaptada del Cuestionario de Emociones y Creencias sobre la
Alimentación y el Peso (CECAP) presenta adecuadas propiedades psicométricas en adolescentes de la región
de Puno, Perú. La evidencia de validez de contenido mostró vales de V de Aiken superiores a 0,70, lo que
indica una adecuada claridad y pertinencia cultural de los ítems. En cuanto a la validez de constructo, análisis
factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el análisis factorial confirmatorio (CFI = 0,979;
TLI = 0,975; RMSEA = 0,058; SRMR = 0,057) corroboraron una estructura tridimensional consistente con
Finalmente, los coeficientes de omega de McDonald, con valores 0,776 y 0,895, reflejaron una adecuada
consistencia interna en todas las dimensiones del instrumento.
En términos generales, los resultados respaldan el uso del CECAP como un instrumento válido, fiable y
culturalmente pertinente para la evaluación de creencias y emociones alimentarias en adolescentes andinos.
Su implementación en ámbitos educativos y de salud mental favorece la identificación y prevención de
conductas alimentarias de riesgo asociadas a trastornos de la conducta alimentaria. Se sugiere que futuras
investigaciones amplíen el tamaño muestral e incorporen variables contextuales, como el entorno familiar y
las condiciones socioeconómicas, a fin de lograr una comprensión más integral de este fenómeno.
Financiamiento: la investigación fue financiada por los propios autores.
Agradecimientos: Se agradece a los adolescentes y docentes de las instituciones educativas de Puno y Juliaca
por su participación y colaboración durante el desarrollo del estudio.
Conflictos de intereses: Los autores declaran que no existe ningún conflicto de interés financiero, personal o
institucional que pudiera haber influido en los resultados o la interpretación del presente estudio.
Declaración de contribución:Todos los autores contribuyeron de manera equitativa en la concepción, del
estudio, el diseño metodológico, la recolección de datos, el análisis, la interpretación de resultados y la redacción
del manuscrito. Además, revisaron críticamente el contenido, aprobaron la versión final y asumen responsabilidad
conjunta por la integridad y exactitud del trabajo presentado.
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Adaptación y validación del Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el
Peso (CECAP)
Adaptation and validation of the emotions and beliefs about eating and weight questionnaire
(CECAP)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.02
Autores:
Winston Yoel Flores Yana - https://orcid.org/0009-0009-4987-5290
Meljhi Nikol Choquecahua Espinoza - https://orcid.org/0009-0006-8188-7505
Danaly Ceydi Mamani Mamani - https://orcid.org/0009-0004-7823-5093
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Puno, Perú.
Autor de correspondencia: Winston Yoel Flores Yana. Universidad Peruana Unión, Juliaca, Puno, Perú.
Dirección postal: Salida Arequipa, Km 6, Chullunquiani, Juliaca, Perú. Email: winston.flores@upeu.edu.pe.
Teléfono: +51 973733898.
Recibido: 15 de octubre de 2025 Aceptado: 06 de marzo de 2026
RESUMEN
El objetivo del estudio fue adaptar y validar el Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación
y el Peso (CECAP) en adolescentes de la región de Puno, Perú. Participaron 2 072 estudiantes de entre 14 a
18 años, seleccionados mediante un muestreo no probabilístico. La validez de contenido, medida con el
coeficiente V de Aiken, mostró valores por encima de 0.70, lo que evidenció la claridad y pertinencia de los
ítems. El análisis factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el confirmatorio (CFI = 0,996;
TLI = 0,995; RMSEA = 0,051; SRMR = 0,046) mostraron una estructura de tres dimensiones, consistente y
bien alineada con el modelo teórico original. Además, se revisó su la estructura factorial se mantenía igual
apuntaron a una adecuada consistencia interna. En resumen, la versión adaptada del CECAP muestra propiedades
psicométricas apropiadas y resulta valida y confiable, así que puede usarse como una herramienta útil para
evaluar las creencias y las emociones sobre la alimentación y el peso en adolescentes peruanos.
Palabras clave: emociones; adolescente; conducta alimentaria.
ABSTRACT
The aim of this study was to adapt and validate the Questionnaire of Emotions and Beliefs about Food and
Weight (CECAP) in adolescents from the Puno region of Peru. A total of 2,072 students aged 14 to 18 years
participated, selected using non-probability sampling. Content validity, measured using Aiken's V coefficient,
showed values above 0.70, demonstrating the clarity and relevance of the items. Exploratory factor analysis
(KMO = 0.903; Bartlett p < 0.001) and confirmatory factor analysis (CFI = 0.996; TLI = 0.995; RMSEA = 0.051;
SRMR = 0.046) revealed a three-dimensional structure, consistent and well-aligned with the original theoretical
model. Furthermore, the factor structure was verified to be consistent across gender and age groups.
consistency. In summary, the adapted version of the CECAP shows appropriate psychometric properties
and is valid and reliable, so it can be used as a useful tool to assess beliefs and emotions about food and
weight in Peruvian adolescents.
Keywords: Emotions; Adolescent; Eating Behavior.
INTRODUCCIÓN
Las enfermedades no transmisibles ocasionan aproximadamente de cinco millones de muertes al año.
(1)
En
este contexto, se estima que más de 390 millones de jóvenes en el mundo presentan sobrepeso, lo que refleja
una problemática de alcance global.
(2)
En un estudio español con 4 362 adolescentes, se identificó que el 9,6 %
de las chicas y el 1,7 % de los chicos mostraron indicios de trastornos alimentarios, reflejando una mayor
preocupación femenina por la imagen corporal.
(3)
Estos resultados permiten comprender que la influencia de
las emociones en el comportamiento alimentario es relevante, ya que pueden modificar el apetito y la
frecuencia de consumo alimenticio, generando alteraciones en la ingesta.
(4)
Cuando dichas variaciones superan
la capacidad de autorregulación cognitiva y fisiológica, se asocian con riesgos para la salud.
(5)
En el Perú, el Seguro Social de Salud (EsSalud señalo que, durante la pandemia, los casos de trastornos de
conducta alimentaria en adolescentes llegaron a duplicarse, afectando incluso a menores desde los 11 años.
(6)
Asimismo, se estima que el 51 % de la población experimenta inseguridad alimentaria,
(7)
mientras que
aproximadamente el 5 % de los adolescentes presenta alteraciones nutricionales, con mayor prevalencia en
mujeres jóvenes.
(8)
En este contexto, el estigma relacionado con el peso corporal se asocia con la alimentación
emocional, definida como la tendencia a aumentar o reducir la ingesta frente a emociones como la ira,
miedo, tristeza o la ansiedad.
(9)
Estas emociones negativas se relacionan con patrones alimentarios como
adaptativos, entre ellos la sobrealimentación emocional, la cual favorece el consumo elevado de alimentos
altos en grasa y azúcares y limita la capacidad de autoregular la ingesta.
(10)
De manera complementaria, se ha evidenciado que el estrés emocional también incrementa los niveles de
cortisol, lo que puede influir en la elección de alimentos poco saludables como forma de aliviar el malestar.
(11)
Esta dinámica se agrava por la exposición constante al estigma del peso, que eleva el cortisol y fomenta la
preferencia por alimentos calóricos, reforzando los patrones de alimentación emocional.
(12)
A pesar de ello,
el estigma del peso no solo se vincula con la alimentación emocional, sino también con un mayor aislamiento
social y una menor búsqueda de apoyo emocional, intensificando el ciclo de malestar psicológico y los
comportamientos alimentarios desadaptativos.
(13)
La conducta alimentaria está influida por factores socioculturales, creencias, entorno y emociones, los cuales
determinan los hábitos adquiridos en la infancia, lo que condiciona las prácticas alimentarias actuales.
(14)
Estudios realizados en el Perú señalan que los adolescentes presentan un alto riesgo nutricional, enfrentando
problemáticas como el sobrepeso, la obesidad y la anemia, y evidencian la escasez de investigaciones que
analicen los factores socioculturales que influyen en los hábitos alimentarios. Esta situación limita y dificulta
el desarrollo en la implementación de intervenciones en la salud pública que sean pertenecientes desde el
punto de vista cultural.
(15)
Del mismo modo, se ha reconocido que factores individuales, como dificultades
económicas para el acceso de alimentos y la preocupación por el aspecto físico, influyendo significativamente
en las conductas alimentarias de los adolescentes.
(16)
En este sentido, es fundamental abordar el estigma
asociado al peso desde un enfoque integral, considerando tanto aspectos psicológicos como los procesos
fisiológicos.
(17)
En relación con las emociones acerca de la alimentación y el peso, las diferentes reacciones emocionales
tienen efectos significativos a la hora de la ingesta de alimentos, lo cual provoca que el individuo ingiera una
cantidad excesiva de alimentos o viceversa, afectando sus hábitos alimenticios.
(18)
Estas investigaciones
abordan sobre estados emocionales negativos como el miedo o la depresión.
(19,20)
Un análisis psicosomático
ha demostrado que las personas con TCA consumen o dejan de consumir alimentos, ante emociones negativas
como una conducta aprendida orientada a disminuir el malestar emocional.
(21)
Como el comer en exceso en
respuesta a emociones negativas, como la ansiedad o irritabilidad emocional.
(22)
Respecto a las creencias acerca de la alimentación y el peso, se han revisado varios estudios los cuales señalan
que la percepción de la imagen corporal es generada en su mayoría por estereotipos o problemas sociales,
que afectan tanto a los adolescentes como adultos;
(23,24)
asimismo, hace alusión a creencias erróneas, referente
al peso y la alimentación que se asocian con conductas de restricción o exceso alimentario.
(17)
Diversos
medios de comunicación fomentan estereotipos de belleza irrealizables, creando una presión social que
impacta particularmente a los adolescentes y adultos jóvenes.
(25)
Creencias erróneas acerca del control del peso corporal, la autopercepción de una persona no siempre
manifiesta la realidad, dado que el peso está influenciado por muchos factores, como la edad, el género, la
familia, los compañeros, los medios y el origen étnico
(26)
La insatisfacción con la imagen corporal, el disgusto
por el cuerpo y el desdén pueden contribuir a los efectos negativos del aumento de peso en la salud.
(27)
La
forma en que percibimos nuestro peso influye significativamente en cómo nos sentimos con nosotros
mismos, cuando creemos que tener sobrepeso u obesidad es un reflejo de cualidades negativas que puede
dañarnos significativamente en nuestra autoestima.
(28)
Experimentación de emociones agradables al comer, la motivación humana para comer, así como la cantidad,
frecuencia y elección del consumo de alimentos, están influenciadas por variables que no están directamente
relacionadas con las necesidades fisiológicas ni con el valor nutricional de los alimentos, lo cual conlleva a
que cuando las personas hacen referencia a una emoción negativa dan por consecuencia a la ingesta impulsiva;
por otro lado, cuando prevalecen las emociones positivas, el aumento de la alimentación les proporciona
placer.
(29,30)
Adicionalmente, se ha comprobado que una emoción positiva también provoca una mayor ingesta
de alimentos no solo por el placer de consumir los alimentos
(31)
La importancia que se otorga al peso corporal es un asunto altamente ético en el debate público y en la
medicina.
(32–34)
Las normas sociales dictan que tener bajo peso o un peso "normal" es saludable, y los críticos
tratan a las personas con sobrepeso y obesidad: se les atribuye con frecuencia una carga moral, puesto que un
elemento central de la moralidad es que las características personales deseables dictan que el peso debe
ajustarse a estándares sociales predeterminados, por lo que emergen las cualidades morales del esfuerzo y el
autocontrol.
(32,35)
De esta forma, la creencia social de que el peso es controlable y que el exceso de peso refleja
inmoralidad por falta de esfuerzo y autocontrol es muy común tanto en la población general como en personas
que padecen obesidad.
(32,36)
En Europa, específicamente en España se validó el instrumento EES-C aplicada a 199 participantes de 9 a 16
años, confirmó un modelo factorial de cinco dimensiones (CFI = 0,935; GFI = 0,850; AGFI = 0,816; SRMR = 0,066;
(37)
Así también el instrumento IFBS
administrado a 323 jóvenes de 12 a 20 años, presentó una estructura bifactorial con adecuada medida muestral
con indicadores psicológicos y de salud.
(38)
En Barcelona, el EEQ validado en 354 sujetos de 12 a 39 años mostró consistencia interna adecuada en sus
(39)
En Grecia, la
EES-C validada en 139 estudiantes de 9 a 14 años, el AFE explicó el 47,67 % de la varianza total, con
indicadores de adecuación muestral satisfactorios (KMO = 0,869; Bartlett p < 0,001) y con alta consistencia
(40)
Otra versión adaptada de la EES-C en Turquía aplicada a 576 niños y adolescentes
CFI = 0,97), confirmando la robustez psicométrica del instrumento.
(41)
Por otra parte, diversos estudios realizados en América Latina respaldan la validez de estas escalas en distintos
contextos por ejemplo en México el instrumento CECAP, con 1 833 adolescentes de 14 a 18 años mostró
(17)
Y finalmente en Chile el instrumento
CFPQ-Teen aplicado a 473 adolescentes mostró un modelo de cuatro factores con buen ajuste (CFI = 0,965;
invariancia métrica y escalar por género, sin diferencias significativas entre hombres y mujeres.
(42)
Con base a lo expuesto, las bondades del instrumento que se pretende adaptar al contexto peruano, no se
centra en las patologías asociados a los TCA, como muchos otros instrumentos lo realizan; sino, lo que se
busca con este instrumento es indagar las creencias y emociones tanto positivas como negativas sobre la
alimentación y el peso que muchas veces son el detonante de los TCA, que tienen un mayor impacto en los
adolescentes y adultos jóvenes, facilitando la intervención temprana de dicha problemática.
(17)
Por ello, el
objetivo general de la presente investigación fue adaptar y analizar las propiedades psicométricas del
Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el Peso (CECAP) al contexto peruano
y analizar la validez y confiabilidad en jóvenes de la región de Puno; asimismo, tiene como objetivos
específicos determinar la validez de contenido, constructo, la confiabilidad y la invarianza métrica del
cuestionario de emociones y creencias acerca de la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la
región de Puno.
MÉTODO
La investigación es de enfoque psicométrico, centrada en analizar las propiedades psicométricas del instru-
mento, mediante su aplicación, el análisis de puntajes e interpretación de resultados. Asimismo, se empleó
un diseño no experimental, ya que no implica la manipulación de variables, y corresponde a un corte trans-
versal, ya que busca recopilar y analizar datos de un sector de la población en un momento específico.
(43)
Participantes
La población estuvo constituida por jóvenes de las ciudades de Puno y Juliaca, ubicadas en el sur del Perú.
Dicha población es finita, ya que corresponde a un número determinado de estudiantes matriculados en
instituciones educativas de nivel secundario en ambas ciudades durante el año de aplicación del estudio. De
esta población se obtuvo una muestra de 2 072, de los cuales 537 correspondieron a la ciudad de Puno y 1
535 a Juliaca. La muestra se seleccionó mediante un muestreo no probabilístico, de tipo por conveniencia
basado en los criterios de selección y recursos de los investigadores.
(44)
Asimismo, este tamaño muestral
resulta mayor al estándar recomendado para análisis factoriales, que recomienda contar con 20 participantes
por ítem;
(45)
considerando que el instrumento posee 16 ítems, el tamaño mínimo requerido sería 320
participantes, cifra ampliamente superada por la muestra del presente estudio.
Para participar en el estudio se tomó como primer requisito el consentimiento y asentimiento informado, en
la misma línea, los candidatos debían tener entre 14 a 18 años, ambos sexos y que residieron durante la
evaluación en las ciudades de Puno y Juliaca, no se permitió la participación de personas con una nacionalidad
distinta a la peruana, ni de aquellas con alguna discapacidad permanente o temporal que les impidiera
comprender y responder adecuadamente las preguntas. Finalmente, se excluyeron las encuestas que estuvieron
incompletas o que tuvieran respuestas sesgadas en una sola categoría.
Instrumento
El instrumento adaptado en el contexto peruano fue el Cuestionario de emociones y creencias acerca de la
alimentación y el peso (CECAP). Dicho cuestionario es originario de la Ciudad de México y fue creado por
Silva y Gonzáles
(17)
. Este instrumento permite identificar con mayor comprensión las razones que explican
la sobreingesta o subingesta en adolescentes (14 a 18 años), considerando que, en muchos casos, podrían
estar influenciados por creencias inadecuadas o utilizando una alimentación como una estrategia disfuncional
de regulación emocional. El instrumento original consta de tres dimensiones y 16 ítems compuesto por la
escala tipo Likert (Nunca = 1, Algunas veces = 2, Con frecuencia = 3, Siempre = 4). El instrumento muestra
evidencias de validez adecuadas, así también se ha encontrado apropiados índices de bondad de ajuste
-
(17)
Análisis de datos
Dado que el instrumento original se encuentra en idioma español, no fue necesario realizar un proceso de
traducción. No obstante, se llevó a cabo un proceso de adaptación cultural mediante evaluación de validez
de contenido por siete jueces expertos, con el objetivo de verificar la claridad, pertinencia y adecuación
cultural de los ítems al contexto peruano; complementariamente, se usó la fórmula de Penfield y Giacobbi
(46)
al 95 % de confianza bajo un criterio conservador
(47)
que exige que los intervalos de confianza inferiores sean
mayores de 0,7; en cuanto al análisis factorial exploratorio y confirmatorio se optó por dividir los datos en
submuestras equivalentes de 1 036 participantes para cada análisis. El análisis factorial exploratorio exige el
estudio de la linealidad, normalidad y multicolinealidad
(48)
las mismas que se comprobaron mediante una
matriz de correlaciones policóricas (Figura 1). No obstante, para la normalidad se usó la recomendación de
Ferrando y Anguiano-Carrasco
(49)
para comprobar la normalidad multivariada, el análisis arrojó un valor de
inferior al 0,05 que demuestra no normalidad, el mencionado resultado junto a la naturaleza ordinal de los
ítems, se optó por utilizar mínimos cuadrados ordinarios como método de factorización. En cuanto a los
hallazgos del AFC de trabajaron con el estimador WLSMV usando el software R Studio con el paquete
Lavaan, asimismo se optó por un método de rotación oblicua con índices de ajuste como CFI > 0,95; GFI > 0,93;
TLI > 0,90, RMSEA < 0,05, SRMR < 0,08.
(50)
En este sentido, se estimó la confiabilidad por consistencia interna
mediante el coeficiente omega de McDonald por ser un análisis de confiabilidad por consistencia interna
menos sensible a la cantidad de ítems.
(51)
Adicionalmente, se optó por someter el test a procesos de invarianza
métrica por CFA así como determinar baremos para la interpretación de la prueba con base a percentiles.
RESULTADOS
Análisis sociodemográfico
En este estudio participaron 2 072 adolescentes de entre 14 y 17 años, con una proporción ligeramente mayor
de varones (55, 5 %, n = 1 149) en comparación con las mujeres (44, 5 %, n = 923). Más de la mitad tenía
una edad entre 14 y 15 años (59, 9 %, n = 1241) y cursaba el tercer año de secundaria (36, 3 %). La mayoría
provenía de instituciones educativas públicas (84, 5 %, n = 1 751) y vivía con ambos padres (77, 5 %, n = 1605),
lo que sugiere un contexto familiar mayormente estable. En cuanto a su lugar de residencia, tres de cada
cuatro adolescentes residían en la ciudad de Juliaca (73, 7 %, n = 1 527), lo que refleja una predominante
concentración urbana de la muestra.
Tabla 1. Características sociodemográficas de los participantes (N = 2 072)
Nota: F = frecuencia; % = porcentaje. Los porcentajes han sido redondeados a un decimal, por lo que no pueden sumar exactamente
100 %.
Evidencias de validez basada en el contenido
La tabla 2 muestra los índices de validez basados en el contenido del instrumento de 16 ítems. Se encontró
que el 93,75 % de los ítems (15 ítems) demostraron ser claros, importantes para evaluar el constructo y
pertinentes en la dimensión correcta, ya que los limites inferiores del intervalo (Low) se encontraron por
encima de 0,70 valor requerido por un criterio más conservador,
(46)
no obstante, el ítem 2 demostró un intervalo
igual a 0,60 en el criterio relevancia. Otros detalles más específicos identificaron a los ítems 10 y 15 con
intervalos limítrofes a 0,70 en los criterios relevancia y representatividad y solo al ítem 16 en el criterio
relevancia y claridad, mientras que los ítems 7, 12 la conjunción y 13 presentaron índices limítrofes de 0,71
solo en el criterio claridad.
Tabla 2. Coeficientes V de Aiken (IC del 95 %, n = 8)
Nota: M: media aritmética, DE: desviación estándar, V es el coeficiente V de Aiken, Low – Up: son intervalos de confianza inferior
y superior respectivamente.
Evidencia de validez basada en el constructo
La figura 1 muestra un mapa de calor basado en la matriz policórica de los 16 ítems. Se evidencia que los
ítems del 1 al 6 presentaron correlaciones más altas con coeficientes que oscilan entre 0,47 y 0,88, la segunda
zona significativamente correlacionada se encuentra entre los ítems 7 al 11 con coeficientes de correlación
entre 0,55 y 0,76 mientras que la tercera zona entre los ítems 12 al 16 mostro correlación entre 0,37 y 0,61,
lo que evidencia una esperada agrupación de ítems por cada factor muy similar a lo esperado teóricamente,
no obstante, los ítems 12, 14 y 16 mostraron correlaciones entre 0,44 y 0,67 con los ítems del primer factor,
agrupación no previsible estadísticamente.
Figura 1. Matriz policórica
Nota: Los cuadrantes en rojo indican la agrupación esperada desde el enfoque teórico, no representa un análisis adyacente a la
matriz policórica, el valor cercano a 1 se presenta de color azul; mientras que, el rojo al -1 y un color tenue o blanco representa
coeficientes ínfimos.
Análisis factorial exploratorio
El análisis factorial exploratorio obtenido a partir del 50 % inicial de los encuestados dio como resultado una
solución factorial de tres dimensiones con KMO de 0,903 con prueba de esfericidad de Bartlett de 0,000, esta
solución logró explicar el 56,7 % de la varianza con los 16 ítems muy similares a la matriz policórica y teórica
donde el factor 1 se conformó por los ítems 1 al 6, el factor 2 por los ítems 7 al 11, el factor 3 por los ítems
13 y 15 sin embargo los ítems 12, 14 y 16 mostraron cargas más altas dentro del factor 1, al verificar las
cargas superiores a 0.2 se encontró que estos ítems saturan el F3 con cargas de 0,357, 0,270 y 0,229
respectivamente.
Tabla 3. Cargas de los Factores
Nota: El método de rotación aplicado fue oblimin.
Análisis factorial confirmatorio
La tabla 4 presenta los índices de ajuste del modelo obtenidos mediante AFC utilizando modelos de ecuaciones
estructurales. El modelo 1 procesado por rotación oblicua mostró índices de ajuste de modelo, sin embargo al
observar las cargas factoriales y residuos asociados a cada ítem (ver figura 2A) encontramos que el ítem 15
alcanzó un residuo de 0,72, al excluirlo generamos un segundo modelo con mejores índices (TLI = 0,995,
CFI = 0,996, GFI = 0,996, NFI = 0,995, SRMR = 0,046 y RMSEA = 0,051), no obstante, encontramos que
el ítem 13 demostró un residuo de 0,71 (ver figura 2-b) lo que motivo a la exclusión del ítem 13 generando
un tercer modelo con índices de ajuste esperados. A pesar de esto, el modelo 2 se presenta como el más
adecuado, decisión que se discute más adelante.
Tabla 4. Índices de ajuste por CFA
Nota: El modelo 1 se procesó con una estructura basada en tres dimensiones con 16 ítems, el modelo 2 tiene 3 dimensiones con 15
ítems ya que se excluye al ítem 15, el modelo 3 tiene 3 dimensiones sin los ítems 13 y 15. Todos los modelos se procesaron con
rotación oblicua. (*) se trata del modelo elegido como adecuado.
Figura 2. Semplot de los modelos 1 y 2
A)
B)
Invarianza métrica
no sobrepasan 0.01 entre cada método de contraste; esto indica que la escala es equivalente entre varones y
mujeres, así como por edades entre 14 a 15 años y entre 16 y17 años.
Tabla 5. Invarianza métrica por sexo (Masculino = 552, Femenino = 484) y por edad (14 - 15 años = 622,
16 - 17 años = 414)
Confiabilidad por consistencia interna
Se aplicó el coeficiente omega de McDonald en su versión unidimensional con intervalos de confianza del
95 % lo que mostró que la primera dimensión, denominada “Creencias erróneas acerca del control del peso
cuanto a la dimensión “Experimentación de emociones agradables al comer” se evidencio una adecuada
confianza de 0,754 a 0,798.
Tabla 6. Confiabilidad por consistencia interna por factor
DISCUSIÓN
El presente estudio tuvo como objetivo adaptar y validar el cuestionario de emociones y creencias acerca de
la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la región de Puno, considerando el creciente riesgo de
adolescentes presenta algún tipo de TCA, lo cual evidencia la necesidad de contar con herramientas adecuadas
para su detección.
(52)
El CECAP busca evaluar emociones y creencias vinculadas a la alimentación, variables
que, según investigaciones previas, están asociadas al desarrollo de conductas alimentarias desadaptativas.
(53,54)
En este estudio, se buscó asegurar que el CECAP adaptado al contexto peruano realmente mida lo que se
propone, por lo cual se evaluó su validez basada en el contenido. Para ello, se utilizó el coeficiente V de
Aiken, poniendo especial atención en que los ítems fueran claros, relevantes y representativos. Diversos
autores, como Charter
(55)
y Ventura-León,
(56)
sugieren que el umbral de 0,70 para V de Aiken es adecuado
para validar la calidad de los ítems durante la adaptación transcultural. Por ello, la revisión individual de
ítems con valores cercanos al umbral asegura no solo el cumplimiento de estándares estadísticos, sino
también la pertinencia cultural y conceptual del instrumento, fortaleciendo su utilidad práctica en la población
peruana.
Además, se evaluó la validez basada en el constructo del CECAP, utilizando la matriz policórica, una técnica
especialmente recomendada para examinar la estructura interna de escalas tipo Likert.
(57,58)
Los resultados
revelaron tres factores bien definidos que respaldan la estructura teórica original del instrumento, lo que
sugiere que la adaptación al contexto peruano ha sido adecuada.
(17)
No obstante, algunas correlaciones entre
grupos de ítems distintos podrían estar reflejando particularidades culturales o dimensiones compartidas,
algo común en procesos de adaptación transcultural.
(59)
En conjunto, estos hallazgos refuerzan la validez del
constructo y abren la puerta a futuros estudios confirmatorios que permitan seguir afinando la estructura del
instrumento en distintos contextos.
(60)
En cuanto a los hallazgos obtenidos en el Análisis Factorial Exploratorio (AFE) evidenciaron una estructura
tridimensional adecuada, sustentada por un índice de adecuación muestral KMO de 0,903 y una prueba de
esfericidad de Bartlett significativa lo que respalda la pertinencia del análisis y adecuación de los datos para
la reducción factorial.
(61)
Simultáneamente, se utilizó también el método de estimación de mínimos cuadrados
no ponderados (ULS) sobre la matriz de correlaciones policóricas, el cual es recomendado para variables
ordinales como Likert.
(57,62)
De este modo, se realizó el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC), el cual muestra índices de ajuste obtenidos
(CFI = 0,979, TLI = 0,975, RMSEA = 0,058, SRMR = 0,057) se encuentran dentro de los rangos adecuados,
lo que indica que el modelo presenta un buen ajuste.
(1)
Así también, en comparación al instrumento original
muestra resultados favorables, lo que sugiere que la estructura del instrumento es funcional en ambos contextos
culturales.
(17)
REE 20(2) Riobamba may. - ago. 2026
cc
BY NC ND
33
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ISSN-digital 2661-6742
En cuanto a las modificaciones del instrumento, se optó por la eliminación del ítem 15 (“Me fijo en el peso
de las personas”), debido a que presentó un residuo estandarizado de 0,72. Aunque el valor no supera el
umbral ya establecido para ser considerado un mal ajuste local (+2,5), sí refleja una discrepancia resaltante
que sugiere una inconsistencia entre el modelo teórico y los datos obtenidos.
(63)
No solo resalta la consideración
estadística, el ítem no reflejaba adecuadamente la intención evaluativa de la dimensión “Importancia que se
le otorga al peso corporal”, ya que hace referencia a una observación externa del peso ajeno, mientras que los
demás ítems de la dimensión se enfocan en creencias internalizadas y autorreferencias acerca del propio
peso, aspecto fundamental en la construcción de la autoimagen corporal.
(17)
Según Ramos et al.
(64)
detalla que la percepción del peso corporal se relaciona estrechamente con la autoestima
y las emociones hacia uno mismo, y no con actitudes evaluativas hacia las demás personas como hace
referencia este ítem. En este sentido, aunque el ítem 13 (“Pienso que el peso de las personas es importante”),
presentó un residuo de 0,71, fue conservado debido a que mantiene mejor ajuste teórico con la dimensión
relacionada al valor asignado al peso corporal en la experiencia personal
(63)
. Asimismo, cabe resaltar que se
respetó el criterio técnico que recomienda mantener un mínimo de cuatro ítems por factor para asegurar
estabilidad en la estimación del constructo y un modelo con mayor consistencia estructural.
(65)
Para comprobar que el CECAP funciona de manera consistente entre diferentes grupos, se realizó un análisis
de invarianza métrica. Los resultados mostraron que la estructura del instrumento se mantiene estable según
el género y la edad, en adolescentes de la región de Puno. El modelo de tres dimensiones y 15 ítems presentó
y los cambios observados entre los modelos configural, métrico, escalar y estricto fueron mínimos,
cumpliendo los estándares propuestos por Chen.
(66)
Los resultados obtenidos coinciden con investigaciones que han confirmado la estabilidad factorial de
instrumentos similares en adolescentes. Perpiña et al.
(37)
validó la Emotional Eating Scale for Children and
Adolescents, confirmando su estructura mediante análisis factorial confirmatorio. De manera similar, Lobera
et al.
(38)
adaptó la versión española de la Irrational Food Beliefs Scale, identificando dimensiones bien definidas
y con adecuados indicadores de validez. En conjunto, estas evidencias refuerzan la solidez del CECAP como
un instrumento útil y confiable para comparar creencias y emociones relacionadas con la alimentación y el
peso en distintos grupos, minimizando posibles sesgos de interpretación.
En cuanto a la confiabilidad, el CECAP fue evaluado mediante el coeficiente omega de McDonald, obteniendo
valores sólidos en cada de sus dimensiones: “Creencias erróneas acerca del control del peso corporal”
Kalogiratou et al.
(40)
Lobera et al.
(38)
adaptaron una escala sobre creencias irracionales alimentarias en adolescentes, reportando
buena consistencia interna y estructura factorial clara.
En conjunto, estos hallazgos respaldan de manera sólida la fiabilidad del CECAP en la población adolescente,
posicionándolo como una herramienta adecuada para evaluar creencias y emociones sobre la alimentación y
peso. En cuanto a la estimación de la consistencia interna, se optó por utilizar el omega de McDonald, a
diferencia de estudios previos que emplearon el alfa de Cronbach, ya que proporciona estimaciones más
precisas en presencia de cargas factoriales desiguales o estructuras multidimensionales. Como sostiene
Ventura-León
(56)
, el alfa de Cronbach puede generar estimaciones poco confiables, recomendando el uso del
omega como una alternativa más sólida y actualizada.
En cuanto a las limitaciones del estudio, destaca el uso de un muestreo no probabilístico, lo cual restringe la
generalización de los resultados a la población adolescente en conjunto. Adicionalmente, la recolección de
datos mediante autoinforme podría haber estado influenciada por la deseabilidad social; no obstante, se
intentó mitigar este sesgo mediante la sensibilización previa de los participantes respecto a la importancia de
brindar respuestas honestas.
Finalmente, la aplicación del cuestionario se limitó a adolescentes de instituciones educativas de Puno y
Juliaca, lo que podría restringir la representatividad de los hallazgos en relación con la diversidad cultural,
lingüística y socioeconómica presente en otras regiones del país. Por ello, se recomienda que en futuras
investigaciones se utilice una muestra más amplia y representativa, a fin de obtener resultados que reflejen
con mayor precisión dicha diversidad en otras provincias o regiones del país.
CONCLUSIONES
El presente estudio evidenció que la versión adaptada del Cuestionario de Emociones y Creencias sobre la
Alimentación y el Peso (CECAP) presenta adecuadas propiedades psicométricas en adolescentes de la región
de Puno, Perú. La evidencia de validez de contenido mostró vales de V de Aiken superiores a 0,70, lo que
indica una adecuada claridad y pertinencia cultural de los ítems. En cuanto a la validez de constructo, análisis
factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el análisis factorial confirmatorio (CFI = 0,979;
TLI = 0,975; RMSEA = 0,058; SRMR = 0,057) corroboraron una estructura tridimensional consistente con
Finalmente, los coeficientes de omega de McDonald, con valores 0,776 y 0,895, reflejaron una adecuada
consistencia interna en todas las dimensiones del instrumento.
En términos generales, los resultados respaldan el uso del CECAP como un instrumento válido, fiable y
culturalmente pertinente para la evaluación de creencias y emociones alimentarias en adolescentes andinos.
Su implementación en ámbitos educativos y de salud mental favorece la identificación y prevención de
conductas alimentarias de riesgo asociadas a trastornos de la conducta alimentaria. Se sugiere que futuras
investigaciones amplíen el tamaño muestral e incorporen variables contextuales, como el entorno familiar y
las condiciones socioeconómicas, a fin de lograr una comprensión más integral de este fenómeno.
Financiamiento: la investigación fue financiada por los propios autores.
Agradecimientos: Se agradece a los adolescentes y docentes de las instituciones educativas de Puno y Juliaca
por su participación y colaboración durante el desarrollo del estudio.
Conflictos de intereses: Los autores declaran que no existe ningún conflicto de interés financiero, personal o
institucional que pudiera haber influido en los resultados o la interpretación del presente estudio.
Declaración de contribución:Todos los autores contribuyeron de manera equitativa en la concepción, del
estudio, el diseño metodológico, la recolección de datos, el análisis, la interpretación de resultados y la redacción
del manuscrito. Además, revisaron críticamente el contenido, aprobaron la versión final y asumen responsabilidad
conjunta por la integridad y exactitud del trabajo presentado.
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Adaptación y validación del Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el
Peso (CECAP)
Adaptation and validation of the emotions and beliefs about eating and weight questionnaire
(CECAP)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.02
Autores:
Winston Yoel Flores Yana - https://orcid.org/0009-0009-4987-5290
Meljhi Nikol Choquecahua Espinoza - https://orcid.org/0009-0006-8188-7505
Danaly Ceydi Mamani Mamani - https://orcid.org/0009-0004-7823-5093
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Puno, Perú.
Autor de correspondencia: Winston Yoel Flores Yana. Universidad Peruana Unión, Juliaca, Puno, Perú.
Dirección postal: Salida Arequipa, Km 6, Chullunquiani, Juliaca, Perú. Email: winston.flores@upeu.edu.pe.
Teléfono: +51 973733898.
Recibido: 15 de octubre de 2025 Aceptado: 06 de marzo de 2026
RESUMEN
El objetivo del estudio fue adaptar y validar el Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación
y el Peso (CECAP) en adolescentes de la región de Puno, Perú. Participaron 2 072 estudiantes de entre 14 a
18 años, seleccionados mediante un muestreo no probabilístico. La validez de contenido, medida con el
coeficiente V de Aiken, mostró valores por encima de 0.70, lo que evidenció la claridad y pertinencia de los
ítems. El análisis factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el confirmatorio (CFI = 0,996;
TLI = 0,995; RMSEA = 0,051; SRMR = 0,046) mostraron una estructura de tres dimensiones, consistente y
bien alineada con el modelo teórico original. Además, se revisó su la estructura factorial se mantenía igual
apuntaron a una adecuada consistencia interna. En resumen, la versión adaptada del CECAP muestra propiedades
psicométricas apropiadas y resulta valida y confiable, así que puede usarse como una herramienta útil para
evaluar las creencias y las emociones sobre la alimentación y el peso en adolescentes peruanos.
Palabras clave: emociones; adolescente; conducta alimentaria.
ABSTRACT
The aim of this study was to adapt and validate the Questionnaire of Emotions and Beliefs about Food and
Weight (CECAP) in adolescents from the Puno region of Peru. A total of 2,072 students aged 14 to 18 years
participated, selected using non-probability sampling. Content validity, measured using Aiken's V coefficient,
showed values above 0.70, demonstrating the clarity and relevance of the items. Exploratory factor analysis
(KMO = 0.903; Bartlett p < 0.001) and confirmatory factor analysis (CFI = 0.996; TLI = 0.995; RMSEA = 0.051;
SRMR = 0.046) revealed a three-dimensional structure, consistent and well-aligned with the original theoretical
model. Furthermore, the factor structure was verified to be consistent across gender and age groups.
consistency. In summary, the adapted version of the CECAP shows appropriate psychometric properties
and is valid and reliable, so it can be used as a useful tool to assess beliefs and emotions about food and
weight in Peruvian adolescents.
Keywords: Emotions; Adolescent; Eating Behavior.
INTRODUCCIÓN
Las enfermedades no transmisibles ocasionan aproximadamente de cinco millones de muertes al año.
(1)
En
este contexto, se estima que más de 390 millones de jóvenes en el mundo presentan sobrepeso, lo que refleja
una problemática de alcance global.
(2)
En un estudio español con 4 362 adolescentes, se identificó que el 9,6 %
de las chicas y el 1,7 % de los chicos mostraron indicios de trastornos alimentarios, reflejando una mayor
preocupación femenina por la imagen corporal.
(3)
Estos resultados permiten comprender que la influencia de
las emociones en el comportamiento alimentario es relevante, ya que pueden modificar el apetito y la
frecuencia de consumo alimenticio, generando alteraciones en la ingesta.
(4)
Cuando dichas variaciones superan
la capacidad de autorregulación cognitiva y fisiológica, se asocian con riesgos para la salud.
(5)
En el Perú, el Seguro Social de Salud (EsSalud señalo que, durante la pandemia, los casos de trastornos de
conducta alimentaria en adolescentes llegaron a duplicarse, afectando incluso a menores desde los 11 años.
(6)
Asimismo, se estima que el 51 % de la población experimenta inseguridad alimentaria,
(7)
mientras que
aproximadamente el 5 % de los adolescentes presenta alteraciones nutricionales, con mayor prevalencia en
mujeres jóvenes.
(8)
En este contexto, el estigma relacionado con el peso corporal se asocia con la alimentación
emocional, definida como la tendencia a aumentar o reducir la ingesta frente a emociones como la ira,
miedo, tristeza o la ansiedad.
(9)
Estas emociones negativas se relacionan con patrones alimentarios como
adaptativos, entre ellos la sobrealimentación emocional, la cual favorece el consumo elevado de alimentos
altos en grasa y azúcares y limita la capacidad de autoregular la ingesta.
(10)
De manera complementaria, se ha evidenciado que el estrés emocional también incrementa los niveles de
cortisol, lo que puede influir en la elección de alimentos poco saludables como forma de aliviar el malestar.
(11)
Esta dinámica se agrava por la exposición constante al estigma del peso, que eleva el cortisol y fomenta la
preferencia por alimentos calóricos, reforzando los patrones de alimentación emocional.
(12)
A pesar de ello,
el estigma del peso no solo se vincula con la alimentación emocional, sino también con un mayor aislamiento
social y una menor búsqueda de apoyo emocional, intensificando el ciclo de malestar psicológico y los
comportamientos alimentarios desadaptativos.
(13)
La conducta alimentaria está influida por factores socioculturales, creencias, entorno y emociones, los cuales
determinan los hábitos adquiridos en la infancia, lo que condiciona las prácticas alimentarias actuales.
(14)
Estudios realizados en el Perú señalan que los adolescentes presentan un alto riesgo nutricional, enfrentando
problemáticas como el sobrepeso, la obesidad y la anemia, y evidencian la escasez de investigaciones que
analicen los factores socioculturales que influyen en los hábitos alimentarios. Esta situación limita y dificulta
el desarrollo en la implementación de intervenciones en la salud pública que sean pertenecientes desde el
punto de vista cultural.
(15)
Del mismo modo, se ha reconocido que factores individuales, como dificultades
económicas para el acceso de alimentos y la preocupación por el aspecto físico, influyendo significativamente
en las conductas alimentarias de los adolescentes.
(16)
En este sentido, es fundamental abordar el estigma
asociado al peso desde un enfoque integral, considerando tanto aspectos psicológicos como los procesos
fisiológicos.
(17)
En relación con las emociones acerca de la alimentación y el peso, las diferentes reacciones emocionales
tienen efectos significativos a la hora de la ingesta de alimentos, lo cual provoca que el individuo ingiera una
cantidad excesiva de alimentos o viceversa, afectando sus hábitos alimenticios.
(18)
Estas investigaciones
abordan sobre estados emocionales negativos como el miedo o la depresión.
(19,20)
Un análisis psicosomático
ha demostrado que las personas con TCA consumen o dejan de consumir alimentos, ante emociones negativas
como una conducta aprendida orientada a disminuir el malestar emocional.
(21)
Como el comer en exceso en
respuesta a emociones negativas, como la ansiedad o irritabilidad emocional.
(22)
Respecto a las creencias acerca de la alimentación y el peso, se han revisado varios estudios los cuales señalan
que la percepción de la imagen corporal es generada en su mayoría por estereotipos o problemas sociales,
que afectan tanto a los adolescentes como adultos;
(23,24)
asimismo, hace alusión a creencias erróneas, referente
al peso y la alimentación que se asocian con conductas de restricción o exceso alimentario.
(17)
Diversos
medios de comunicación fomentan estereotipos de belleza irrealizables, creando una presión social que
impacta particularmente a los adolescentes y adultos jóvenes.
(25)
Creencias erróneas acerca del control del peso corporal, la autopercepción de una persona no siempre
manifiesta la realidad, dado que el peso está influenciado por muchos factores, como la edad, el género, la
familia, los compañeros, los medios y el origen étnico
(26)
La insatisfacción con la imagen corporal, el disgusto
por el cuerpo y el desdén pueden contribuir a los efectos negativos del aumento de peso en la salud.
(27)
La
forma en que percibimos nuestro peso influye significativamente en cómo nos sentimos con nosotros
mismos, cuando creemos que tener sobrepeso u obesidad es un reflejo de cualidades negativas que puede
dañarnos significativamente en nuestra autoestima.
(28)
Experimentación de emociones agradables al comer, la motivación humana para comer, así como la cantidad,
frecuencia y elección del consumo de alimentos, están influenciadas por variables que no están directamente
relacionadas con las necesidades fisiológicas ni con el valor nutricional de los alimentos, lo cual conlleva a
que cuando las personas hacen referencia a una emoción negativa dan por consecuencia a la ingesta impulsiva;
por otro lado, cuando prevalecen las emociones positivas, el aumento de la alimentación les proporciona
placer.
(29,30)
Adicionalmente, se ha comprobado que una emoción positiva también provoca una mayor ingesta
de alimentos no solo por el placer de consumir los alimentos
(31)
La importancia que se otorga al peso corporal es un asunto altamente ético en el debate público y en la
medicina.
(32–34)
Las normas sociales dictan que tener bajo peso o un peso "normal" es saludable, y los críticos
tratan a las personas con sobrepeso y obesidad: se les atribuye con frecuencia una carga moral, puesto que un
elemento central de la moralidad es que las características personales deseables dictan que el peso debe
ajustarse a estándares sociales predeterminados, por lo que emergen las cualidades morales del esfuerzo y el
autocontrol.
(32,35)
De esta forma, la creencia social de que el peso es controlable y que el exceso de peso refleja
inmoralidad por falta de esfuerzo y autocontrol es muy común tanto en la población general como en personas
que padecen obesidad.
(32,36)
En Europa, específicamente en España se validó el instrumento EES-C aplicada a 199 participantes de 9 a 16
años, confirmó un modelo factorial de cinco dimensiones (CFI = 0,935; GFI = 0,850; AGFI = 0,816; SRMR = 0,066;
(37)
Así también el instrumento IFBS
administrado a 323 jóvenes de 12 a 20 años, presentó una estructura bifactorial con adecuada medida muestral
con indicadores psicológicos y de salud.
(38)
En Barcelona, el EEQ validado en 354 sujetos de 12 a 39 años mostró consistencia interna adecuada en sus
(39)
En Grecia, la
EES-C validada en 139 estudiantes de 9 a 14 años, el AFE explicó el 47,67 % de la varianza total, con
indicadores de adecuación muestral satisfactorios (KMO = 0,869; Bartlett p < 0,001) y con alta consistencia
(40)
Otra versión adaptada de la EES-C en Turquía aplicada a 576 niños y adolescentes
CFI = 0,97), confirmando la robustez psicométrica del instrumento.
(41)
Por otra parte, diversos estudios realizados en América Latina respaldan la validez de estas escalas en distintos
contextos por ejemplo en México el instrumento CECAP, con 1 833 adolescentes de 14 a 18 años mostró
(17)
Y finalmente en Chile el instrumento
CFPQ-Teen aplicado a 473 adolescentes mostró un modelo de cuatro factores con buen ajuste (CFI = 0,965;
invariancia métrica y escalar por género, sin diferencias significativas entre hombres y mujeres.
(42)
Con base a lo expuesto, las bondades del instrumento que se pretende adaptar al contexto peruano, no se
centra en las patologías asociados a los TCA, como muchos otros instrumentos lo realizan; sino, lo que se
busca con este instrumento es indagar las creencias y emociones tanto positivas como negativas sobre la
alimentación y el peso que muchas veces son el detonante de los TCA, que tienen un mayor impacto en los
adolescentes y adultos jóvenes, facilitando la intervención temprana de dicha problemática.
(17)
Por ello, el
objetivo general de la presente investigación fue adaptar y analizar las propiedades psicométricas del
Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el Peso (CECAP) al contexto peruano
y analizar la validez y confiabilidad en jóvenes de la región de Puno; asimismo, tiene como objetivos
específicos determinar la validez de contenido, constructo, la confiabilidad y la invarianza métrica del
cuestionario de emociones y creencias acerca de la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la
región de Puno.
MÉTODO
La investigación es de enfoque psicométrico, centrada en analizar las propiedades psicométricas del instru-
mento, mediante su aplicación, el análisis de puntajes e interpretación de resultados. Asimismo, se empleó
un diseño no experimental, ya que no implica la manipulación de variables, y corresponde a un corte trans-
versal, ya que busca recopilar y analizar datos de un sector de la población en un momento específico.
(43)
Participantes
La población estuvo constituida por jóvenes de las ciudades de Puno y Juliaca, ubicadas en el sur del Perú.
Dicha población es finita, ya que corresponde a un número determinado de estudiantes matriculados en
instituciones educativas de nivel secundario en ambas ciudades durante el año de aplicación del estudio. De
esta población se obtuvo una muestra de 2 072, de los cuales 537 correspondieron a la ciudad de Puno y 1
535 a Juliaca. La muestra se seleccionó mediante un muestreo no probabilístico, de tipo por conveniencia
basado en los criterios de selección y recursos de los investigadores.
(44)
Asimismo, este tamaño muestral
resulta mayor al estándar recomendado para análisis factoriales, que recomienda contar con 20 participantes
por ítem;
(45)
considerando que el instrumento posee 16 ítems, el tamaño mínimo requerido sería 320
participantes, cifra ampliamente superada por la muestra del presente estudio.
Para participar en el estudio se tomó como primer requisito el consentimiento y asentimiento informado, en
la misma línea, los candidatos debían tener entre 14 a 18 años, ambos sexos y que residieron durante la
evaluación en las ciudades de Puno y Juliaca, no se permitió la participación de personas con una nacionalidad
distinta a la peruana, ni de aquellas con alguna discapacidad permanente o temporal que les impidiera
comprender y responder adecuadamente las preguntas. Finalmente, se excluyeron las encuestas que estuvieron
incompletas o que tuvieran respuestas sesgadas en una sola categoría.
Instrumento
El instrumento adaptado en el contexto peruano fue el Cuestionario de emociones y creencias acerca de la
alimentación y el peso (CECAP). Dicho cuestionario es originario de la Ciudad de México y fue creado por
Silva y Gonzáles
(17)
. Este instrumento permite identificar con mayor comprensión las razones que explican
la sobreingesta o subingesta en adolescentes (14 a 18 años), considerando que, en muchos casos, podrían
estar influenciados por creencias inadecuadas o utilizando una alimentación como una estrategia disfuncional
de regulación emocional. El instrumento original consta de tres dimensiones y 16 ítems compuesto por la
escala tipo Likert (Nunca = 1, Algunas veces = 2, Con frecuencia = 3, Siempre = 4). El instrumento muestra
evidencias de validez adecuadas, así también se ha encontrado apropiados índices de bondad de ajuste
-
(17)
Análisis de datos
Dado que el instrumento original se encuentra en idioma español, no fue necesario realizar un proceso de
traducción. No obstante, se llevó a cabo un proceso de adaptación cultural mediante evaluación de validez
de contenido por siete jueces expertos, con el objetivo de verificar la claridad, pertinencia y adecuación
cultural de los ítems al contexto peruano; complementariamente, se usó la fórmula de Penfield y Giacobbi
(46)
al 95 % de confianza bajo un criterio conservador
(47)
que exige que los intervalos de confianza inferiores sean
mayores de 0,7; en cuanto al análisis factorial exploratorio y confirmatorio se optó por dividir los datos en
submuestras equivalentes de 1 036 participantes para cada análisis. El análisis factorial exploratorio exige el
estudio de la linealidad, normalidad y multicolinealidad
(48)
las mismas que se comprobaron mediante una
matriz de correlaciones policóricas (Figura 1). No obstante, para la normalidad se usó la recomendación de
Ferrando y Anguiano-Carrasco
(49)
para comprobar la normalidad multivariada, el análisis arrojó un valor de
inferior al 0,05 que demuestra no normalidad, el mencionado resultado junto a la naturaleza ordinal de los
ítems, se optó por utilizar mínimos cuadrados ordinarios como método de factorización. En cuanto a los
hallazgos del AFC de trabajaron con el estimador WLSMV usando el software R Studio con el paquete
Lavaan, asimismo se optó por un método de rotación oblicua con índices de ajuste como CFI > 0,95; GFI > 0,93;
TLI > 0,90, RMSEA < 0,05, SRMR < 0,08.
(50)
En este sentido, se estimó la confiabilidad por consistencia interna
mediante el coeficiente omega de McDonald por ser un análisis de confiabilidad por consistencia interna
menos sensible a la cantidad de ítems.
(51)
Adicionalmente, se optó por someter el test a procesos de invarianza
métrica por CFA así como determinar baremos para la interpretación de la prueba con base a percentiles.
RESULTADOS
Análisis sociodemográfico
En este estudio participaron 2 072 adolescentes de entre 14 y 17 años, con una proporción ligeramente mayor
de varones (55, 5 %, n = 1 149) en comparación con las mujeres (44, 5 %, n = 923). Más de la mitad tenía
una edad entre 14 y 15 años (59, 9 %, n = 1241) y cursaba el tercer año de secundaria (36, 3 %). La mayoría
provenía de instituciones educativas públicas (84, 5 %, n = 1 751) y vivía con ambos padres (77, 5 %, n = 1605),
lo que sugiere un contexto familiar mayormente estable. En cuanto a su lugar de residencia, tres de cada
cuatro adolescentes residían en la ciudad de Juliaca (73, 7 %, n = 1 527), lo que refleja una predominante
concentración urbana de la muestra.
Tabla 1. Características sociodemográficas de los participantes (N = 2 072)
Nota: F = frecuencia; % = porcentaje. Los porcentajes han sido redondeados a un decimal, por lo que no pueden sumar exactamente
100 %.
Evidencias de validez basada en el contenido
La tabla 2 muestra los índices de validez basados en el contenido del instrumento de 16 ítems. Se encontró
que el 93,75 % de los ítems (15 ítems) demostraron ser claros, importantes para evaluar el constructo y
pertinentes en la dimensión correcta, ya que los limites inferiores del intervalo (Low) se encontraron por
encima de 0,70 valor requerido por un criterio más conservador,
(46)
no obstante, el ítem 2 demostró un intervalo
igual a 0,60 en el criterio relevancia. Otros detalles más específicos identificaron a los ítems 10 y 15 con
intervalos limítrofes a 0,70 en los criterios relevancia y representatividad y solo al ítem 16 en el criterio
relevancia y claridad, mientras que los ítems 7, 12 la conjunción y 13 presentaron índices limítrofes de 0,71
solo en el criterio claridad.
Tabla 2. Coeficientes V de Aiken (IC del 95 %, n = 8)
Nota: M: media aritmética, DE: desviación estándar, V es el coeficiente V de Aiken, Low – Up: son intervalos de confianza inferior
y superior respectivamente.
Evidencia de validez basada en el constructo
La figura 1 muestra un mapa de calor basado en la matriz policórica de los 16 ítems. Se evidencia que los
ítems del 1 al 6 presentaron correlaciones más altas con coeficientes que oscilan entre 0,47 y 0,88, la segunda
zona significativamente correlacionada se encuentra entre los ítems 7 al 11 con coeficientes de correlación
entre 0,55 y 0,76 mientras que la tercera zona entre los ítems 12 al 16 mostro correlación entre 0,37 y 0,61,
lo que evidencia una esperada agrupación de ítems por cada factor muy similar a lo esperado teóricamente,
no obstante, los ítems 12, 14 y 16 mostraron correlaciones entre 0,44 y 0,67 con los ítems del primer factor,
agrupación no previsible estadísticamente.
Figura 1. Matriz policórica
Nota: Los cuadrantes en rojo indican la agrupación esperada desde el enfoque teórico, no representa un análisis adyacente a la
matriz policórica, el valor cercano a 1 se presenta de color azul; mientras que, el rojo al -1 y un color tenue o blanco representa
coeficientes ínfimos.
Análisis factorial exploratorio
El análisis factorial exploratorio obtenido a partir del 50 % inicial de los encuestados dio como resultado una
solución factorial de tres dimensiones con KMO de 0,903 con prueba de esfericidad de Bartlett de 0,000, esta
solución logró explicar el 56,7 % de la varianza con los 16 ítems muy similares a la matriz policórica y teórica
donde el factor 1 se conformó por los ítems 1 al 6, el factor 2 por los ítems 7 al 11, el factor 3 por los ítems
13 y 15 sin embargo los ítems 12, 14 y 16 mostraron cargas más altas dentro del factor 1, al verificar las
cargas superiores a 0.2 se encontró que estos ítems saturan el F3 con cargas de 0,357, 0,270 y 0,229
respectivamente.
Tabla 3. Cargas de los Factores
Nota: El método de rotación aplicado fue oblimin.
Análisis factorial confirmatorio
La tabla 4 presenta los índices de ajuste del modelo obtenidos mediante AFC utilizando modelos de ecuaciones
estructurales. El modelo 1 procesado por rotación oblicua mostró índices de ajuste de modelo, sin embargo al
observar las cargas factoriales y residuos asociados a cada ítem (ver figura 2A) encontramos que el ítem 15
alcanzó un residuo de 0,72, al excluirlo generamos un segundo modelo con mejores índices (TLI = 0,995,
CFI = 0,996, GFI = 0,996, NFI = 0,995, SRMR = 0,046 y RMSEA = 0,051), no obstante, encontramos que
el ítem 13 demostró un residuo de 0,71 (ver figura 2-b) lo que motivo a la exclusión del ítem 13 generando
un tercer modelo con índices de ajuste esperados. A pesar de esto, el modelo 2 se presenta como el más
adecuado, decisión que se discute más adelante.
Tabla 4. Índices de ajuste por CFA
Nota: El modelo 1 se procesó con una estructura basada en tres dimensiones con 16 ítems, el modelo 2 tiene 3 dimensiones con 15
ítems ya que se excluye al ítem 15, el modelo 3 tiene 3 dimensiones sin los ítems 13 y 15. Todos los modelos se procesaron con
rotación oblicua. (*) se trata del modelo elegido como adecuado.
Figura 2. Semplot de los modelos 1 y 2
A)
B)
Invarianza métrica
no sobrepasan 0.01 entre cada método de contraste; esto indica que la escala es equivalente entre varones y
mujeres, así como por edades entre 14 a 15 años y entre 16 y17 años.
Tabla 5. Invarianza métrica por sexo (Masculino = 552, Femenino = 484) y por edad (14 - 15 años = 622,
16 - 17 años = 414)
Confiabilidad por consistencia interna
Se aplicó el coeficiente omega de McDonald en su versión unidimensional con intervalos de confianza del
95 % lo que mostró que la primera dimensión, denominada “Creencias erróneas acerca del control del peso
cuanto a la dimensión “Experimentación de emociones agradables al comer” se evidencio una adecuada
confianza de 0,754 a 0,798.
Tabla 6. Confiabilidad por consistencia interna por factor
DISCUSIÓN
El presente estudio tuvo como objetivo adaptar y validar el cuestionario de emociones y creencias acerca de
la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la región de Puno, considerando el creciente riesgo de
adolescentes presenta algún tipo de TCA, lo cual evidencia la necesidad de contar con herramientas adecuadas
para su detección.
(52)
El CECAP busca evaluar emociones y creencias vinculadas a la alimentación, variables
que, según investigaciones previas, están asociadas al desarrollo de conductas alimentarias desadaptativas.
(53,54)
En este estudio, se buscó asegurar que el CECAP adaptado al contexto peruano realmente mida lo que se
propone, por lo cual se evaluó su validez basada en el contenido. Para ello, se utilizó el coeficiente V de
Aiken, poniendo especial atención en que los ítems fueran claros, relevantes y representativos. Diversos
autores, como Charter
(55)
y Ventura-León,
(56)
sugieren que el umbral de 0,70 para V de Aiken es adecuado
para validar la calidad de los ítems durante la adaptación transcultural. Por ello, la revisión individual de
ítems con valores cercanos al umbral asegura no solo el cumplimiento de estándares estadísticos, sino
también la pertinencia cultural y conceptual del instrumento, fortaleciendo su utilidad práctica en la población
peruana.
Además, se evaluó la validez basada en el constructo del CECAP, utilizando la matriz policórica, una técnica
especialmente recomendada para examinar la estructura interna de escalas tipo Likert.
(57,58)
Los resultados
revelaron tres factores bien definidos que respaldan la estructura teórica original del instrumento, lo que
sugiere que la adaptación al contexto peruano ha sido adecuada.
(17)
No obstante, algunas correlaciones entre
grupos de ítems distintos podrían estar reflejando particularidades culturales o dimensiones compartidas,
algo común en procesos de adaptación transcultural.
(59)
En conjunto, estos hallazgos refuerzan la validez del
constructo y abren la puerta a futuros estudios confirmatorios que permitan seguir afinando la estructura del
instrumento en distintos contextos.
(60)
En cuanto a los hallazgos obtenidos en el Análisis Factorial Exploratorio (AFE) evidenciaron una estructura
tridimensional adecuada, sustentada por un índice de adecuación muestral KMO de 0,903 y una prueba de
esfericidad de Bartlett significativa lo que respalda la pertinencia del análisis y adecuación de los datos para
la reducción factorial.
(61)
Simultáneamente, se utilizó también el método de estimación de mínimos cuadrados
no ponderados (ULS) sobre la matriz de correlaciones policóricas, el cual es recomendado para variables
ordinales como Likert.
(57,62)
De este modo, se realizó el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC), el cual muestra índices de ajuste obtenidos
(CFI = 0,979, TLI = 0,975, RMSEA = 0,058, SRMR = 0,057) se encuentran dentro de los rangos adecuados,
lo que indica que el modelo presenta un buen ajuste.
(1)
Así también, en comparación al instrumento original
muestra resultados favorables, lo que sugiere que la estructura del instrumento es funcional en ambos contextos
culturales.
(17)
En cuanto a las modificaciones del instrumento, se optó por la eliminación del ítem 15 (“Me fijo en el peso
de las personas”), debido a que presentó un residuo estandarizado de 0,72. Aunque el valor no supera el
umbral ya establecido para ser considerado un mal ajuste local (+2,5), sí refleja una discrepancia resaltante
que sugiere una inconsistencia entre el modelo teórico y los datos obtenidos.
(63)
No solo resalta la consideración
estadística, el ítem no reflejaba adecuadamente la intención evaluativa de la dimensión “Importancia que se
le otorga al peso corporal”, ya que hace referencia a una observación externa del peso ajeno, mientras que los
demás ítems de la dimensión se enfocan en creencias internalizadas y autorreferencias acerca del propio
peso, aspecto fundamental en la construcción de la autoimagen corporal.
(17)
Según Ramos et al.
(64)
detalla que la percepción del peso corporal se relaciona estrechamente con la autoestima
y las emociones hacia uno mismo, y no con actitudes evaluativas hacia las demás personas como hace
referencia este ítem. En este sentido, aunque el ítem 13 (“Pienso que el peso de las personas es importante”),
presentó un residuo de 0,71, fue conservado debido a que mantiene mejor ajuste teórico con la dimensión
relacionada al valor asignado al peso corporal en la experiencia personal
(63)
. Asimismo, cabe resaltar que se
respetó el criterio técnico que recomienda mantener un mínimo de cuatro ítems por factor para asegurar
estabilidad en la estimación del constructo y un modelo con mayor consistencia estructural.
(65)
Para comprobar que el CECAP funciona de manera consistente entre diferentes grupos, se realizó un análisis
de invarianza métrica. Los resultados mostraron que la estructura del instrumento se mantiene estable según
el género y la edad, en adolescentes de la región de Puno. El modelo de tres dimensiones y 15 ítems presentó
y los cambios observados entre los modelos configural, métrico, escalar y estricto fueron mínimos,
cumpliendo los estándares propuestos por Chen.
(66)
Los resultados obtenidos coinciden con investigaciones que han confirmado la estabilidad factorial de
instrumentos similares en adolescentes. Perpiña et al.
(37)
validó la Emotional Eating Scale for Children and
Adolescents, confirmando su estructura mediante análisis factorial confirmatorio. De manera similar, Lobera
et al.
(38)
adaptó la versión española de la Irrational Food Beliefs Scale, identificando dimensiones bien definidas
y con adecuados indicadores de validez. En conjunto, estas evidencias refuerzan la solidez del CECAP como
un instrumento útil y confiable para comparar creencias y emociones relacionadas con la alimentación y el
peso en distintos grupos, minimizando posibles sesgos de interpretación.
En cuanto a la confiabilidad, el CECAP fue evaluado mediante el coeficiente omega de McDonald, obteniendo
valores sólidos en cada de sus dimensiones: “Creencias erróneas acerca del control del peso corporal”
Kalogiratou et al.
(40)
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34
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ISSN-digital 2661-6742
Lobera et al.
(38)
adaptaron una escala sobre creencias irracionales alimentarias en adolescentes, reportando
buena consistencia interna y estructura factorial clara.
En conjunto, estos hallazgos respaldan de manera sólida la fiabilidad del CECAP en la población adolescente,
posicionándolo como una herramienta adecuada para evaluar creencias y emociones sobre la alimentación y
peso. En cuanto a la estimación de la consistencia interna, se optó por utilizar el omega de McDonald, a
diferencia de estudios previos que emplearon el alfa de Cronbach, ya que proporciona estimaciones más
precisas en presencia de cargas factoriales desiguales o estructuras multidimensionales. Como sostiene
Ventura-León
(56)
, el alfa de Cronbach puede generar estimaciones poco confiables, recomendando el uso del
omega como una alternativa más sólida y actualizada.
En cuanto a las limitaciones del estudio, destaca el uso de un muestreo no probabilístico, lo cual restringe la
generalización de los resultados a la población adolescente en conjunto. Adicionalmente, la recolección de
datos mediante autoinforme podría haber estado influenciada por la deseabilidad social; no obstante, se
intentó mitigar este sesgo mediante la sensibilización previa de los participantes respecto a la importancia de
brindar respuestas honestas.
Finalmente, la aplicación del cuestionario se limitó a adolescentes de instituciones educativas de Puno y
Juliaca, lo que podría restringir la representatividad de los hallazgos en relación con la diversidad cultural,
lingüística y socioeconómica presente en otras regiones del país. Por ello, se recomienda que en futuras
investigaciones se utilice una muestra más amplia y representativa, a fin de obtener resultados que reflejen
con mayor precisión dicha diversidad en otras provincias o regiones del país.
CONCLUSIONES
El presente estudio evidenció que la versión adaptada del Cuestionario de Emociones y Creencias sobre la
Alimentación y el Peso (CECAP) presenta adecuadas propiedades psicométricas en adolescentes de la región
de Puno, Perú. La evidencia de validez de contenido mostró vales de V de Aiken superiores a 0,70, lo que
indica una adecuada claridad y pertinencia cultural de los ítems. En cuanto a la validez de constructo, análisis
factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el análisis factorial confirmatorio (CFI = 0,979;
TLI = 0,975; RMSEA = 0,058; SRMR = 0,057) corroboraron una estructura tridimensional consistente con
Finalmente, los coeficientes de omega de McDonald, con valores 0,776 y 0,895, reflejaron una adecuada
consistencia interna en todas las dimensiones del instrumento.
En términos generales, los resultados respaldan el uso del CECAP como un instrumento válido, fiable y
culturalmente pertinente para la evaluación de creencias y emociones alimentarias en adolescentes andinos.
Su implementación en ámbitos educativos y de salud mental favorece la identificación y prevención de
conductas alimentarias de riesgo asociadas a trastornos de la conducta alimentaria. Se sugiere que futuras
investigaciones amplíen el tamaño muestral e incorporen variables contextuales, como el entorno familiar y
las condiciones socioeconómicas, a fin de lograr una comprensión más integral de este fenómeno.
Financiamiento: la investigación fue financiada por los propios autores.
Agradecimientos: Se agradece a los adolescentes y docentes de las instituciones educativas de Puno y Juliaca
por su participación y colaboración durante el desarrollo del estudio.
Conflictos de intereses: Los autores declaran que no existe ningún conflicto de interés financiero, personal o
institucional que pudiera haber influido en los resultados o la interpretación del presente estudio.
Declaración de contribución:Todos los autores contribuyeron de manera equitativa en la concepción, del
estudio, el diseño metodológico, la recolección de datos, el análisis, la interpretación de resultados y la redacción
del manuscrito. Además, revisaron críticamente el contenido, aprobaron la versión final y asumen responsabilidad
conjunta por la integridad y exactitud del trabajo presentado.
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Adaptación y validación del Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el
Peso (CECAP)
Adaptation and validation of the emotions and beliefs about eating and weight questionnaire
(CECAP)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.02
Autores:
Winston Yoel Flores Yana - https://orcid.org/0009-0009-4987-5290
Meljhi Nikol Choquecahua Espinoza - https://orcid.org/0009-0006-8188-7505
Danaly Ceydi Mamani Mamani - https://orcid.org/0009-0004-7823-5093
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Puno, Perú.
Autor de correspondencia: Winston Yoel Flores Yana. Universidad Peruana Unión, Juliaca, Puno, Perú.
Dirección postal: Salida Arequipa, Km 6, Chullunquiani, Juliaca, Perú. Email: winston.flores@upeu.edu.pe.
Teléfono: +51 973733898.
Recibido: 15 de octubre de 2025 Aceptado: 06 de marzo de 2026
RESUMEN
El objetivo del estudio fue adaptar y validar el Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación
y el Peso (CECAP) en adolescentes de la región de Puno, Perú. Participaron 2 072 estudiantes de entre 14 a
18 años, seleccionados mediante un muestreo no probabilístico. La validez de contenido, medida con el
coeficiente V de Aiken, mostró valores por encima de 0.70, lo que evidenció la claridad y pertinencia de los
ítems. El análisis factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el confirmatorio (CFI = 0,996;
TLI = 0,995; RMSEA = 0,051; SRMR = 0,046) mostraron una estructura de tres dimensiones, consistente y
bien alineada con el modelo teórico original. Además, se revisó su la estructura factorial se mantenía igual
apuntaron a una adecuada consistencia interna. En resumen, la versión adaptada del CECAP muestra propiedades
psicométricas apropiadas y resulta valida y confiable, así que puede usarse como una herramienta útil para
evaluar las creencias y las emociones sobre la alimentación y el peso en adolescentes peruanos.
Palabras clave: emociones; adolescente; conducta alimentaria.
ABSTRACT
The aim of this study was to adapt and validate the Questionnaire of Emotions and Beliefs about Food and
Weight (CECAP) in adolescents from the Puno region of Peru. A total of 2,072 students aged 14 to 18 years
participated, selected using non-probability sampling. Content validity, measured using Aiken's V coefficient,
showed values above 0.70, demonstrating the clarity and relevance of the items. Exploratory factor analysis
(KMO = 0.903; Bartlett p < 0.001) and confirmatory factor analysis (CFI = 0.996; TLI = 0.995; RMSEA = 0.051;
SRMR = 0.046) revealed a three-dimensional structure, consistent and well-aligned with the original theoretical
model. Furthermore, the factor structure was verified to be consistent across gender and age groups.
consistency. In summary, the adapted version of the CECAP shows appropriate psychometric properties
and is valid and reliable, so it can be used as a useful tool to assess beliefs and emotions about food and
weight in Peruvian adolescents.
Keywords: Emotions; Adolescent; Eating Behavior.
INTRODUCCIÓN
Las enfermedades no transmisibles ocasionan aproximadamente de cinco millones de muertes al año.
(1)
En
este contexto, se estima que más de 390 millones de jóvenes en el mundo presentan sobrepeso, lo que refleja
una problemática de alcance global.
(2)
En un estudio español con 4 362 adolescentes, se identificó que el 9,6 %
de las chicas y el 1,7 % de los chicos mostraron indicios de trastornos alimentarios, reflejando una mayor
preocupación femenina por la imagen corporal.
(3)
Estos resultados permiten comprender que la influencia de
las emociones en el comportamiento alimentario es relevante, ya que pueden modificar el apetito y la
frecuencia de consumo alimenticio, generando alteraciones en la ingesta.
(4)
Cuando dichas variaciones superan
la capacidad de autorregulación cognitiva y fisiológica, se asocian con riesgos para la salud.
(5)
En el Perú, el Seguro Social de Salud (EsSalud señalo que, durante la pandemia, los casos de trastornos de
conducta alimentaria en adolescentes llegaron a duplicarse, afectando incluso a menores desde los 11 años.
(6)
Asimismo, se estima que el 51 % de la población experimenta inseguridad alimentaria,
(7)
mientras que
aproximadamente el 5 % de los adolescentes presenta alteraciones nutricionales, con mayor prevalencia en
mujeres jóvenes.
(8)
En este contexto, el estigma relacionado con el peso corporal se asocia con la alimentación
emocional, definida como la tendencia a aumentar o reducir la ingesta frente a emociones como la ira,
miedo, tristeza o la ansiedad.
(9)
Estas emociones negativas se relacionan con patrones alimentarios como
adaptativos, entre ellos la sobrealimentación emocional, la cual favorece el consumo elevado de alimentos
altos en grasa y azúcares y limita la capacidad de autoregular la ingesta.
(10)
De manera complementaria, se ha evidenciado que el estrés emocional también incrementa los niveles de
cortisol, lo que puede influir en la elección de alimentos poco saludables como forma de aliviar el malestar.
(11)
Esta dinámica se agrava por la exposición constante al estigma del peso, que eleva el cortisol y fomenta la
preferencia por alimentos calóricos, reforzando los patrones de alimentación emocional.
(12)
A pesar de ello,
el estigma del peso no solo se vincula con la alimentación emocional, sino también con un mayor aislamiento
social y una menor búsqueda de apoyo emocional, intensificando el ciclo de malestar psicológico y los
comportamientos alimentarios desadaptativos.
(13)
La conducta alimentaria está influida por factores socioculturales, creencias, entorno y emociones, los cuales
determinan los hábitos adquiridos en la infancia, lo que condiciona las prácticas alimentarias actuales.
(14)
Estudios realizados en el Perú señalan que los adolescentes presentan un alto riesgo nutricional, enfrentando
problemáticas como el sobrepeso, la obesidad y la anemia, y evidencian la escasez de investigaciones que
analicen los factores socioculturales que influyen en los hábitos alimentarios. Esta situación limita y dificulta
el desarrollo en la implementación de intervenciones en la salud pública que sean pertenecientes desde el
punto de vista cultural.
(15)
Del mismo modo, se ha reconocido que factores individuales, como dificultades
económicas para el acceso de alimentos y la preocupación por el aspecto físico, influyendo significativamente
en las conductas alimentarias de los adolescentes.
(16)
En este sentido, es fundamental abordar el estigma
asociado al peso desde un enfoque integral, considerando tanto aspectos psicológicos como los procesos
fisiológicos.
(17)
En relación con las emociones acerca de la alimentación y el peso, las diferentes reacciones emocionales
tienen efectos significativos a la hora de la ingesta de alimentos, lo cual provoca que el individuo ingiera una
cantidad excesiva de alimentos o viceversa, afectando sus hábitos alimenticios.
(18)
Estas investigaciones
abordan sobre estados emocionales negativos como el miedo o la depresión.
(19,20)
Un análisis psicosomático
ha demostrado que las personas con TCA consumen o dejan de consumir alimentos, ante emociones negativas
como una conducta aprendida orientada a disminuir el malestar emocional.
(21)
Como el comer en exceso en
respuesta a emociones negativas, como la ansiedad o irritabilidad emocional.
(22)
Respecto a las creencias acerca de la alimentación y el peso, se han revisado varios estudios los cuales señalan
que la percepción de la imagen corporal es generada en su mayoría por estereotipos o problemas sociales,
que afectan tanto a los adolescentes como adultos;
(23,24)
asimismo, hace alusión a creencias erróneas, referente
al peso y la alimentación que se asocian con conductas de restricción o exceso alimentario.
(17)
Diversos
medios de comunicación fomentan estereotipos de belleza irrealizables, creando una presión social que
impacta particularmente a los adolescentes y adultos jóvenes.
(25)
Creencias erróneas acerca del control del peso corporal, la autopercepción de una persona no siempre
manifiesta la realidad, dado que el peso está influenciado por muchos factores, como la edad, el género, la
familia, los compañeros, los medios y el origen étnico
(26)
La insatisfacción con la imagen corporal, el disgusto
por el cuerpo y el desdén pueden contribuir a los efectos negativos del aumento de peso en la salud.
(27)
La
forma en que percibimos nuestro peso influye significativamente en cómo nos sentimos con nosotros
mismos, cuando creemos que tener sobrepeso u obesidad es un reflejo de cualidades negativas que puede
dañarnos significativamente en nuestra autoestima.
(28)
Experimentación de emociones agradables al comer, la motivación humana para comer, así como la cantidad,
frecuencia y elección del consumo de alimentos, están influenciadas por variables que no están directamente
relacionadas con las necesidades fisiológicas ni con el valor nutricional de los alimentos, lo cual conlleva a
que cuando las personas hacen referencia a una emoción negativa dan por consecuencia a la ingesta impulsiva;
por otro lado, cuando prevalecen las emociones positivas, el aumento de la alimentación les proporciona
placer.
(29,30)
Adicionalmente, se ha comprobado que una emoción positiva también provoca una mayor ingesta
de alimentos no solo por el placer de consumir los alimentos
(31)
La importancia que se otorga al peso corporal es un asunto altamente ético en el debate público y en la
medicina.
(32–34)
Las normas sociales dictan que tener bajo peso o un peso "normal" es saludable, y los críticos
tratan a las personas con sobrepeso y obesidad: se les atribuye con frecuencia una carga moral, puesto que un
elemento central de la moralidad es que las características personales deseables dictan que el peso debe
ajustarse a estándares sociales predeterminados, por lo que emergen las cualidades morales del esfuerzo y el
autocontrol.
(32,35)
De esta forma, la creencia social de que el peso es controlable y que el exceso de peso refleja
inmoralidad por falta de esfuerzo y autocontrol es muy común tanto en la población general como en personas
que padecen obesidad.
(32,36)
En Europa, específicamente en España se validó el instrumento EES-C aplicada a 199 participantes de 9 a 16
años, confirmó un modelo factorial de cinco dimensiones (CFI = 0,935; GFI = 0,850; AGFI = 0,816; SRMR = 0,066;
(37)
Así también el instrumento IFBS
administrado a 323 jóvenes de 12 a 20 años, presentó una estructura bifactorial con adecuada medida muestral
con indicadores psicológicos y de salud.
(38)
En Barcelona, el EEQ validado en 354 sujetos de 12 a 39 años mostró consistencia interna adecuada en sus
(39)
En Grecia, la
EES-C validada en 139 estudiantes de 9 a 14 años, el AFE explicó el 47,67 % de la varianza total, con
indicadores de adecuación muestral satisfactorios (KMO = 0,869; Bartlett p < 0,001) y con alta consistencia
(40)
Otra versión adaptada de la EES-C en Turquía aplicada a 576 niños y adolescentes
CFI = 0,97), confirmando la robustez psicométrica del instrumento.
(41)
Por otra parte, diversos estudios realizados en América Latina respaldan la validez de estas escalas en distintos
contextos por ejemplo en México el instrumento CECAP, con 1 833 adolescentes de 14 a 18 años mostró
(17)
Y finalmente en Chile el instrumento
CFPQ-Teen aplicado a 473 adolescentes mostró un modelo de cuatro factores con buen ajuste (CFI = 0,965;
invariancia métrica y escalar por género, sin diferencias significativas entre hombres y mujeres.
(42)
Con base a lo expuesto, las bondades del instrumento que se pretende adaptar al contexto peruano, no se
centra en las patologías asociados a los TCA, como muchos otros instrumentos lo realizan; sino, lo que se
busca con este instrumento es indagar las creencias y emociones tanto positivas como negativas sobre la
alimentación y el peso que muchas veces son el detonante de los TCA, que tienen un mayor impacto en los
adolescentes y adultos jóvenes, facilitando la intervención temprana de dicha problemática.
(17)
Por ello, el
objetivo general de la presente investigación fue adaptar y analizar las propiedades psicométricas del
Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el Peso (CECAP) al contexto peruano
y analizar la validez y confiabilidad en jóvenes de la región de Puno; asimismo, tiene como objetivos
específicos determinar la validez de contenido, constructo, la confiabilidad y la invarianza métrica del
cuestionario de emociones y creencias acerca de la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la
región de Puno.
MÉTODO
La investigación es de enfoque psicométrico, centrada en analizar las propiedades psicométricas del instru-
mento, mediante su aplicación, el análisis de puntajes e interpretación de resultados. Asimismo, se empleó
un diseño no experimental, ya que no implica la manipulación de variables, y corresponde a un corte trans-
versal, ya que busca recopilar y analizar datos de un sector de la población en un momento específico.
(43)
Participantes
La población estuvo constituida por jóvenes de las ciudades de Puno y Juliaca, ubicadas en el sur del Perú.
Dicha población es finita, ya que corresponde a un número determinado de estudiantes matriculados en
instituciones educativas de nivel secundario en ambas ciudades durante el año de aplicación del estudio. De
esta población se obtuvo una muestra de 2 072, de los cuales 537 correspondieron a la ciudad de Puno y 1
535 a Juliaca. La muestra se seleccionó mediante un muestreo no probabilístico, de tipo por conveniencia
basado en los criterios de selección y recursos de los investigadores.
(44)
Asimismo, este tamaño muestral
resulta mayor al estándar recomendado para análisis factoriales, que recomienda contar con 20 participantes
por ítem;
(45)
considerando que el instrumento posee 16 ítems, el tamaño mínimo requerido sería 320
participantes, cifra ampliamente superada por la muestra del presente estudio.
Para participar en el estudio se tomó como primer requisito el consentimiento y asentimiento informado, en
la misma línea, los candidatos debían tener entre 14 a 18 años, ambos sexos y que residieron durante la
evaluación en las ciudades de Puno y Juliaca, no se permitió la participación de personas con una nacionalidad
distinta a la peruana, ni de aquellas con alguna discapacidad permanente o temporal que les impidiera
comprender y responder adecuadamente las preguntas. Finalmente, se excluyeron las encuestas que estuvieron
incompletas o que tuvieran respuestas sesgadas en una sola categoría.
Instrumento
El instrumento adaptado en el contexto peruano fue el Cuestionario de emociones y creencias acerca de la
alimentación y el peso (CECAP). Dicho cuestionario es originario de la Ciudad de México y fue creado por
Silva y Gonzáles
(17)
. Este instrumento permite identificar con mayor comprensión las razones que explican
la sobreingesta o subingesta en adolescentes (14 a 18 años), considerando que, en muchos casos, podrían
estar influenciados por creencias inadecuadas o utilizando una alimentación como una estrategia disfuncional
de regulación emocional. El instrumento original consta de tres dimensiones y 16 ítems compuesto por la
escala tipo Likert (Nunca = 1, Algunas veces = 2, Con frecuencia = 3, Siempre = 4). El instrumento muestra
evidencias de validez adecuadas, así también se ha encontrado apropiados índices de bondad de ajuste
-
(17)
Análisis de datos
Dado que el instrumento original se encuentra en idioma español, no fue necesario realizar un proceso de
traducción. No obstante, se llevó a cabo un proceso de adaptación cultural mediante evaluación de validez
de contenido por siete jueces expertos, con el objetivo de verificar la claridad, pertinencia y adecuación
cultural de los ítems al contexto peruano; complementariamente, se usó la fórmula de Penfield y Giacobbi
(46)
al 95 % de confianza bajo un criterio conservador
(47)
que exige que los intervalos de confianza inferiores sean
mayores de 0,7; en cuanto al análisis factorial exploratorio y confirmatorio se optó por dividir los datos en
submuestras equivalentes de 1 036 participantes para cada análisis. El análisis factorial exploratorio exige el
estudio de la linealidad, normalidad y multicolinealidad
(48)
las mismas que se comprobaron mediante una
matriz de correlaciones policóricas (Figura 1). No obstante, para la normalidad se usó la recomendación de
Ferrando y Anguiano-Carrasco
(49)
para comprobar la normalidad multivariada, el análisis arrojó un valor de
inferior al 0,05 que demuestra no normalidad, el mencionado resultado junto a la naturaleza ordinal de los
ítems, se optó por utilizar mínimos cuadrados ordinarios como método de factorización. En cuanto a los
hallazgos del AFC de trabajaron con el estimador WLSMV usando el software R Studio con el paquete
Lavaan, asimismo se optó por un método de rotación oblicua con índices de ajuste como CFI > 0,95; GFI > 0,93;
TLI > 0,90, RMSEA < 0,05, SRMR < 0,08.
(50)
En este sentido, se estimó la confiabilidad por consistencia interna
mediante el coeficiente omega de McDonald por ser un análisis de confiabilidad por consistencia interna
menos sensible a la cantidad de ítems.
(51)
Adicionalmente, se optó por someter el test a procesos de invarianza
métrica por CFA así como determinar baremos para la interpretación de la prueba con base a percentiles.
RESULTADOS
Análisis sociodemográfico
En este estudio participaron 2 072 adolescentes de entre 14 y 17 años, con una proporción ligeramente mayor
de varones (55, 5 %, n = 1 149) en comparación con las mujeres (44, 5 %, n = 923). Más de la mitad tenía
una edad entre 14 y 15 años (59, 9 %, n = 1241) y cursaba el tercer año de secundaria (36, 3 %). La mayoría
provenía de instituciones educativas públicas (84, 5 %, n = 1 751) y vivía con ambos padres (77, 5 %, n = 1605),
lo que sugiere un contexto familiar mayormente estable. En cuanto a su lugar de residencia, tres de cada
cuatro adolescentes residían en la ciudad de Juliaca (73, 7 %, n = 1 527), lo que refleja una predominante
concentración urbana de la muestra.
Tabla 1. Características sociodemográficas de los participantes (N = 2 072)
Nota: F = frecuencia; % = porcentaje. Los porcentajes han sido redondeados a un decimal, por lo que no pueden sumar exactamente
100 %.
Evidencias de validez basada en el contenido
La tabla 2 muestra los índices de validez basados en el contenido del instrumento de 16 ítems. Se encontró
que el 93,75 % de los ítems (15 ítems) demostraron ser claros, importantes para evaluar el constructo y
pertinentes en la dimensión correcta, ya que los limites inferiores del intervalo (Low) se encontraron por
encima de 0,70 valor requerido por un criterio más conservador,
(46)
no obstante, el ítem 2 demostró un intervalo
igual a 0,60 en el criterio relevancia. Otros detalles más específicos identificaron a los ítems 10 y 15 con
intervalos limítrofes a 0,70 en los criterios relevancia y representatividad y solo al ítem 16 en el criterio
relevancia y claridad, mientras que los ítems 7, 12 la conjunción y 13 presentaron índices limítrofes de 0,71
solo en el criterio claridad.
Tabla 2. Coeficientes V de Aiken (IC del 95 %, n = 8)
Nota: M: media aritmética, DE: desviación estándar, V es el coeficiente V de Aiken, Low – Up: son intervalos de confianza inferior
y superior respectivamente.
Evidencia de validez basada en el constructo
La figura 1 muestra un mapa de calor basado en la matriz policórica de los 16 ítems. Se evidencia que los
ítems del 1 al 6 presentaron correlaciones más altas con coeficientes que oscilan entre 0,47 y 0,88, la segunda
zona significativamente correlacionada se encuentra entre los ítems 7 al 11 con coeficientes de correlación
entre 0,55 y 0,76 mientras que la tercera zona entre los ítems 12 al 16 mostro correlación entre 0,37 y 0,61,
lo que evidencia una esperada agrupación de ítems por cada factor muy similar a lo esperado teóricamente,
no obstante, los ítems 12, 14 y 16 mostraron correlaciones entre 0,44 y 0,67 con los ítems del primer factor,
agrupación no previsible estadísticamente.
Figura 1. Matriz policórica
Nota: Los cuadrantes en rojo indican la agrupación esperada desde el enfoque teórico, no representa un análisis adyacente a la
matriz policórica, el valor cercano a 1 se presenta de color azul; mientras que, el rojo al -1 y un color tenue o blanco representa
coeficientes ínfimos.
Análisis factorial exploratorio
El análisis factorial exploratorio obtenido a partir del 50 % inicial de los encuestados dio como resultado una
solución factorial de tres dimensiones con KMO de 0,903 con prueba de esfericidad de Bartlett de 0,000, esta
solución logró explicar el 56,7 % de la varianza con los 16 ítems muy similares a la matriz policórica y teórica
donde el factor 1 se conformó por los ítems 1 al 6, el factor 2 por los ítems 7 al 11, el factor 3 por los ítems
13 y 15 sin embargo los ítems 12, 14 y 16 mostraron cargas más altas dentro del factor 1, al verificar las
cargas superiores a 0.2 se encontró que estos ítems saturan el F3 con cargas de 0,357, 0,270 y 0,229
respectivamente.
Tabla 3. Cargas de los Factores
Nota: El método de rotación aplicado fue oblimin.
Análisis factorial confirmatorio
La tabla 4 presenta los índices de ajuste del modelo obtenidos mediante AFC utilizando modelos de ecuaciones
estructurales. El modelo 1 procesado por rotación oblicua mostró índices de ajuste de modelo, sin embargo al
observar las cargas factoriales y residuos asociados a cada ítem (ver figura 2A) encontramos que el ítem 15
alcanzó un residuo de 0,72, al excluirlo generamos un segundo modelo con mejores índices (TLI = 0,995,
CFI = 0,996, GFI = 0,996, NFI = 0,995, SRMR = 0,046 y RMSEA = 0,051), no obstante, encontramos que
el ítem 13 demostró un residuo de 0,71 (ver figura 2-b) lo que motivo a la exclusión del ítem 13 generando
un tercer modelo con índices de ajuste esperados. A pesar de esto, el modelo 2 se presenta como el más
adecuado, decisión que se discute más adelante.
Tabla 4. Índices de ajuste por CFA
Nota: El modelo 1 se procesó con una estructura basada en tres dimensiones con 16 ítems, el modelo 2 tiene 3 dimensiones con 15
ítems ya que se excluye al ítem 15, el modelo 3 tiene 3 dimensiones sin los ítems 13 y 15. Todos los modelos se procesaron con
rotación oblicua. (*) se trata del modelo elegido como adecuado.
Figura 2. Semplot de los modelos 1 y 2
A)
B)
Invarianza métrica
no sobrepasan 0.01 entre cada método de contraste; esto indica que la escala es equivalente entre varones y
mujeres, así como por edades entre 14 a 15 años y entre 16 y17 años.
Tabla 5. Invarianza métrica por sexo (Masculino = 552, Femenino = 484) y por edad (14 - 15 años = 622,
16 - 17 años = 414)
Confiabilidad por consistencia interna
Se aplicó el coeficiente omega de McDonald en su versión unidimensional con intervalos de confianza del
95 % lo que mostró que la primera dimensión, denominada “Creencias erróneas acerca del control del peso
cuanto a la dimensión “Experimentación de emociones agradables al comer” se evidencio una adecuada
confianza de 0,754 a 0,798.
Tabla 6. Confiabilidad por consistencia interna por factor
DISCUSIÓN
El presente estudio tuvo como objetivo adaptar y validar el cuestionario de emociones y creencias acerca de
la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la región de Puno, considerando el creciente riesgo de
adolescentes presenta algún tipo de TCA, lo cual evidencia la necesidad de contar con herramientas adecuadas
para su detección.
(52)
El CECAP busca evaluar emociones y creencias vinculadas a la alimentación, variables
que, según investigaciones previas, están asociadas al desarrollo de conductas alimentarias desadaptativas.
(53,54)
En este estudio, se buscó asegurar que el CECAP adaptado al contexto peruano realmente mida lo que se
propone, por lo cual se evaluó su validez basada en el contenido. Para ello, se utilizó el coeficiente V de
Aiken, poniendo especial atención en que los ítems fueran claros, relevantes y representativos. Diversos
autores, como Charter
(55)
y Ventura-León,
(56)
sugieren que el umbral de 0,70 para V de Aiken es adecuado
para validar la calidad de los ítems durante la adaptación transcultural. Por ello, la revisión individual de
ítems con valores cercanos al umbral asegura no solo el cumplimiento de estándares estadísticos, sino
también la pertinencia cultural y conceptual del instrumento, fortaleciendo su utilidad práctica en la población
peruana.
Además, se evaluó la validez basada en el constructo del CECAP, utilizando la matriz policórica, una técnica
especialmente recomendada para examinar la estructura interna de escalas tipo Likert.
(57,58)
Los resultados
revelaron tres factores bien definidos que respaldan la estructura teórica original del instrumento, lo que
sugiere que la adaptación al contexto peruano ha sido adecuada.
(17)
No obstante, algunas correlaciones entre
grupos de ítems distintos podrían estar reflejando particularidades culturales o dimensiones compartidas,
algo común en procesos de adaptación transcultural.
(59)
En conjunto, estos hallazgos refuerzan la validez del
constructo y abren la puerta a futuros estudios confirmatorios que permitan seguir afinando la estructura del
instrumento en distintos contextos.
(60)
En cuanto a los hallazgos obtenidos en el Análisis Factorial Exploratorio (AFE) evidenciaron una estructura
tridimensional adecuada, sustentada por un índice de adecuación muestral KMO de 0,903 y una prueba de
esfericidad de Bartlett significativa lo que respalda la pertinencia del análisis y adecuación de los datos para
la reducción factorial.
(61)
Simultáneamente, se utilizó también el método de estimación de mínimos cuadrados
no ponderados (ULS) sobre la matriz de correlaciones policóricas, el cual es recomendado para variables
ordinales como Likert.
(57,62)
De este modo, se realizó el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC), el cual muestra índices de ajuste obtenidos
(CFI = 0,979, TLI = 0,975, RMSEA = 0,058, SRMR = 0,057) se encuentran dentro de los rangos adecuados,
lo que indica que el modelo presenta un buen ajuste.
(1)
Así también, en comparación al instrumento original
muestra resultados favorables, lo que sugiere que la estructura del instrumento es funcional en ambos contextos
culturales.
(17)
En cuanto a las modificaciones del instrumento, se optó por la eliminación del ítem 15 (“Me fijo en el peso
de las personas”), debido a que presentó un residuo estandarizado de 0,72. Aunque el valor no supera el
umbral ya establecido para ser considerado un mal ajuste local (+2,5), sí refleja una discrepancia resaltante
que sugiere una inconsistencia entre el modelo teórico y los datos obtenidos.
(63)
No solo resalta la consideración
estadística, el ítem no reflejaba adecuadamente la intención evaluativa de la dimensión “Importancia que se
le otorga al peso corporal”, ya que hace referencia a una observación externa del peso ajeno, mientras que los
demás ítems de la dimensión se enfocan en creencias internalizadas y autorreferencias acerca del propio
peso, aspecto fundamental en la construcción de la autoimagen corporal.
(17)
Según Ramos et al.
(64)
detalla que la percepción del peso corporal se relaciona estrechamente con la autoestima
y las emociones hacia uno mismo, y no con actitudes evaluativas hacia las demás personas como hace
referencia este ítem. En este sentido, aunque el ítem 13 (“Pienso que el peso de las personas es importante”),
presentó un residuo de 0,71, fue conservado debido a que mantiene mejor ajuste teórico con la dimensión
relacionada al valor asignado al peso corporal en la experiencia personal
(63)
. Asimismo, cabe resaltar que se
respetó el criterio técnico que recomienda mantener un mínimo de cuatro ítems por factor para asegurar
estabilidad en la estimación del constructo y un modelo con mayor consistencia estructural.
(65)
Para comprobar que el CECAP funciona de manera consistente entre diferentes grupos, se realizó un análisis
de invarianza métrica. Los resultados mostraron que la estructura del instrumento se mantiene estable según
el género y la edad, en adolescentes de la región de Puno. El modelo de tres dimensiones y 15 ítems presentó
y los cambios observados entre los modelos configural, métrico, escalar y estricto fueron mínimos,
cumpliendo los estándares propuestos por Chen.
(66)
Los resultados obtenidos coinciden con investigaciones que han confirmado la estabilidad factorial de
instrumentos similares en adolescentes. Perpiña et al.
(37)
validó la Emotional Eating Scale for Children and
Adolescents, confirmando su estructura mediante análisis factorial confirmatorio. De manera similar, Lobera
et al.
(38)
adaptó la versión española de la Irrational Food Beliefs Scale, identificando dimensiones bien definidas
y con adecuados indicadores de validez. En conjunto, estas evidencias refuerzan la solidez del CECAP como
un instrumento útil y confiable para comparar creencias y emociones relacionadas con la alimentación y el
peso en distintos grupos, minimizando posibles sesgos de interpretación.
En cuanto a la confiabilidad, el CECAP fue evaluado mediante el coeficiente omega de McDonald, obteniendo
valores sólidos en cada de sus dimensiones: “Creencias erróneas acerca del control del peso corporal”
Kalogiratou et al.
(40)
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35
ISSN-impreso 1390-7581
ISSN-digital 2661-6742
Lobera et al.
(38)
adaptaron una escala sobre creencias irracionales alimentarias en adolescentes, reportando
buena consistencia interna y estructura factorial clara.
En conjunto, estos hallazgos respaldan de manera sólida la fiabilidad del CECAP en la población adolescente,
posicionándolo como una herramienta adecuada para evaluar creencias y emociones sobre la alimentación y
peso. En cuanto a la estimación de la consistencia interna, se optó por utilizar el omega de McDonald, a
diferencia de estudios previos que emplearon el alfa de Cronbach, ya que proporciona estimaciones más
precisas en presencia de cargas factoriales desiguales o estructuras multidimensionales. Como sostiene
Ventura-León
(56)
, el alfa de Cronbach puede generar estimaciones poco confiables, recomendando el uso del
omega como una alternativa más sólida y actualizada.
En cuanto a las limitaciones del estudio, destaca el uso de un muestreo no probabilístico, lo cual restringe la
generalización de los resultados a la población adolescente en conjunto. Adicionalmente, la recolección de
datos mediante autoinforme podría haber estado influenciada por la deseabilidad social; no obstante, se
intentó mitigar este sesgo mediante la sensibilización previa de los participantes respecto a la importancia de
brindar respuestas honestas.
Finalmente, la aplicación del cuestionario se limitó a adolescentes de instituciones educativas de Puno y
Juliaca, lo que podría restringir la representatividad de los hallazgos en relación con la diversidad cultural,
lingüística y socioeconómica presente en otras regiones del país. Por ello, se recomienda que en futuras
investigaciones se utilice una muestra más amplia y representativa, a fin de obtener resultados que reflejen
con mayor precisión dicha diversidad en otras provincias o regiones del país.
CONCLUSIONES
El presente estudio evidenció que la versión adaptada del Cuestionario de Emociones y Creencias sobre la
Alimentación y el Peso (CECAP) presenta adecuadas propiedades psicométricas en adolescentes de la región
de Puno, Perú. La evidencia de validez de contenido mostró vales de V de Aiken superiores a 0,70, lo que
indica una adecuada claridad y pertinencia cultural de los ítems. En cuanto a la validez de constructo, análisis
factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el análisis factorial confirmatorio (CFI = 0,979;
TLI = 0,975; RMSEA = 0,058; SRMR = 0,057) corroboraron una estructura tridimensional consistente con
Finalmente, los coeficientes de omega de McDonald, con valores 0,776 y 0,895, reflejaron una adecuada
consistencia interna en todas las dimensiones del instrumento.
En términos generales, los resultados respaldan el uso del CECAP como un instrumento válido, fiable y
culturalmente pertinente para la evaluación de creencias y emociones alimentarias en adolescentes andinos.
Su implementación en ámbitos educativos y de salud mental favorece la identificación y prevención de
conductas alimentarias de riesgo asociadas a trastornos de la conducta alimentaria. Se sugiere que futuras
investigaciones amplíen el tamaño muestral e incorporen variables contextuales, como el entorno familiar y
las condiciones socioeconómicas, a fin de lograr una comprensión más integral de este fenómeno.
Financiamiento: la investigación fue financiada por los propios autores.
Agradecimientos: Se agradece a los adolescentes y docentes de las instituciones educativas de Puno y Juliaca
por su participación y colaboración durante el desarrollo del estudio.
Conflictos de intereses: Los autores declaran que no existe ningún conflicto de interés financiero, personal o
institucional que pudiera haber influido en los resultados o la interpretación del presente estudio.
Declaración de contribución:Todos los autores contribuyeron de manera equitativa en la concepción, del
estudio, el diseño metodológico, la recolección de datos, el análisis, la interpretación de resultados y la redacción
del manuscrito. Además, revisaron críticamente el contenido, aprobaron la versión final y asumen responsabilidad
conjunta por la integridad y exactitud del trabajo presentado.
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Adaptación y validación del Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el
Peso (CECAP)
Adaptation and validation of the emotions and beliefs about eating and weight questionnaire
(CECAP)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.02
Autores:
Winston Yoel Flores Yana - https://orcid.org/0009-0009-4987-5290
Meljhi Nikol Choquecahua Espinoza - https://orcid.org/0009-0006-8188-7505
Danaly Ceydi Mamani Mamani - https://orcid.org/0009-0004-7823-5093
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Puno, Perú.
Autor de correspondencia: Winston Yoel Flores Yana. Universidad Peruana Unión, Juliaca, Puno, Perú.
Dirección postal: Salida Arequipa, Km 6, Chullunquiani, Juliaca, Perú. Email: winston.flores@upeu.edu.pe.
Teléfono: +51 973733898.
Recibido: 15 de octubre de 2025 Aceptado: 06 de marzo de 2026
RESUMEN
El objetivo del estudio fue adaptar y validar el Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación
y el Peso (CECAP) en adolescentes de la región de Puno, Perú. Participaron 2 072 estudiantes de entre 14 a
18 años, seleccionados mediante un muestreo no probabilístico. La validez de contenido, medida con el
coeficiente V de Aiken, mostró valores por encima de 0.70, lo que evidenció la claridad y pertinencia de los
ítems. El análisis factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el confirmatorio (CFI = 0,996;
TLI = 0,995; RMSEA = 0,051; SRMR = 0,046) mostraron una estructura de tres dimensiones, consistente y
bien alineada con el modelo teórico original. Además, se revisó su la estructura factorial se mantenía igual
apuntaron a una adecuada consistencia interna. En resumen, la versión adaptada del CECAP muestra propiedades
psicométricas apropiadas y resulta valida y confiable, así que puede usarse como una herramienta útil para
evaluar las creencias y las emociones sobre la alimentación y el peso en adolescentes peruanos.
Palabras clave: emociones; adolescente; conducta alimentaria.
ABSTRACT
The aim of this study was to adapt and validate the Questionnaire of Emotions and Beliefs about Food and
Weight (CECAP) in adolescents from the Puno region of Peru. A total of 2,072 students aged 14 to 18 years
participated, selected using non-probability sampling. Content validity, measured using Aiken's V coefficient,
showed values above 0.70, demonstrating the clarity and relevance of the items. Exploratory factor analysis
(KMO = 0.903; Bartlett p < 0.001) and confirmatory factor analysis (CFI = 0.996; TLI = 0.995; RMSEA = 0.051;
SRMR = 0.046) revealed a three-dimensional structure, consistent and well-aligned with the original theoretical
model. Furthermore, the factor structure was verified to be consistent across gender and age groups.
consistency. In summary, the adapted version of the CECAP shows appropriate psychometric properties
and is valid and reliable, so it can be used as a useful tool to assess beliefs and emotions about food and
weight in Peruvian adolescents.
Keywords: Emotions; Adolescent; Eating Behavior.
INTRODUCCIÓN
Las enfermedades no transmisibles ocasionan aproximadamente de cinco millones de muertes al año.
(1)
En
este contexto, se estima que más de 390 millones de jóvenes en el mundo presentan sobrepeso, lo que refleja
una problemática de alcance global.
(2)
En un estudio español con 4 362 adolescentes, se identificó que el 9,6 %
de las chicas y el 1,7 % de los chicos mostraron indicios de trastornos alimentarios, reflejando una mayor
preocupación femenina por la imagen corporal.
(3)
Estos resultados permiten comprender que la influencia de
las emociones en el comportamiento alimentario es relevante, ya que pueden modificar el apetito y la
frecuencia de consumo alimenticio, generando alteraciones en la ingesta.
(4)
Cuando dichas variaciones superan
la capacidad de autorregulación cognitiva y fisiológica, se asocian con riesgos para la salud.
(5)
En el Perú, el Seguro Social de Salud (EsSalud señalo que, durante la pandemia, los casos de trastornos de
conducta alimentaria en adolescentes llegaron a duplicarse, afectando incluso a menores desde los 11 años.
(6)
Asimismo, se estima que el 51 % de la población experimenta inseguridad alimentaria,
(7)
mientras que
aproximadamente el 5 % de los adolescentes presenta alteraciones nutricionales, con mayor prevalencia en
mujeres jóvenes.
(8)
En este contexto, el estigma relacionado con el peso corporal se asocia con la alimentación
emocional, definida como la tendencia a aumentar o reducir la ingesta frente a emociones como la ira,
miedo, tristeza o la ansiedad.
(9)
Estas emociones negativas se relacionan con patrones alimentarios como
adaptativos, entre ellos la sobrealimentación emocional, la cual favorece el consumo elevado de alimentos
altos en grasa y azúcares y limita la capacidad de autoregular la ingesta.
(10)
De manera complementaria, se ha evidenciado que el estrés emocional también incrementa los niveles de
cortisol, lo que puede influir en la elección de alimentos poco saludables como forma de aliviar el malestar.
(11)
Esta dinámica se agrava por la exposición constante al estigma del peso, que eleva el cortisol y fomenta la
preferencia por alimentos calóricos, reforzando los patrones de alimentación emocional.
(12)
A pesar de ello,
el estigma del peso no solo se vincula con la alimentación emocional, sino también con un mayor aislamiento
social y una menor búsqueda de apoyo emocional, intensificando el ciclo de malestar psicológico y los
comportamientos alimentarios desadaptativos.
(13)
La conducta alimentaria está influida por factores socioculturales, creencias, entorno y emociones, los cuales
determinan los hábitos adquiridos en la infancia, lo que condiciona las prácticas alimentarias actuales.
(14)
Estudios realizados en el Perú señalan que los adolescentes presentan un alto riesgo nutricional, enfrentando
problemáticas como el sobrepeso, la obesidad y la anemia, y evidencian la escasez de investigaciones que
analicen los factores socioculturales que influyen en los hábitos alimentarios. Esta situación limita y dificulta
el desarrollo en la implementación de intervenciones en la salud pública que sean pertenecientes desde el
punto de vista cultural.
(15)
Del mismo modo, se ha reconocido que factores individuales, como dificultades
económicas para el acceso de alimentos y la preocupación por el aspecto físico, influyendo significativamente
en las conductas alimentarias de los adolescentes.
(16)
En este sentido, es fundamental abordar el estigma
asociado al peso desde un enfoque integral, considerando tanto aspectos psicológicos como los procesos
fisiológicos.
(17)
En relación con las emociones acerca de la alimentación y el peso, las diferentes reacciones emocionales
tienen efectos significativos a la hora de la ingesta de alimentos, lo cual provoca que el individuo ingiera una
cantidad excesiva de alimentos o viceversa, afectando sus hábitos alimenticios.
(18)
Estas investigaciones
abordan sobre estados emocionales negativos como el miedo o la depresión.
(19,20)
Un análisis psicosomático
ha demostrado que las personas con TCA consumen o dejan de consumir alimentos, ante emociones negativas
como una conducta aprendida orientada a disminuir el malestar emocional.
(21)
Como el comer en exceso en
respuesta a emociones negativas, como la ansiedad o irritabilidad emocional.
(22)
Respecto a las creencias acerca de la alimentación y el peso, se han revisado varios estudios los cuales señalan
que la percepción de la imagen corporal es generada en su mayoría por estereotipos o problemas sociales,
que afectan tanto a los adolescentes como adultos;
(23,24)
asimismo, hace alusión a creencias erróneas, referente
al peso y la alimentación que se asocian con conductas de restricción o exceso alimentario.
(17)
Diversos
medios de comunicación fomentan estereotipos de belleza irrealizables, creando una presión social que
impacta particularmente a los adolescentes y adultos jóvenes.
(25)
Creencias erróneas acerca del control del peso corporal, la autopercepción de una persona no siempre
manifiesta la realidad, dado que el peso está influenciado por muchos factores, como la edad, el género, la
familia, los compañeros, los medios y el origen étnico
(26)
La insatisfacción con la imagen corporal, el disgusto
por el cuerpo y el desdén pueden contribuir a los efectos negativos del aumento de peso en la salud.
(27)
La
forma en que percibimos nuestro peso influye significativamente en cómo nos sentimos con nosotros
mismos, cuando creemos que tener sobrepeso u obesidad es un reflejo de cualidades negativas que puede
dañarnos significativamente en nuestra autoestima.
(28)
Experimentación de emociones agradables al comer, la motivación humana para comer, así como la cantidad,
frecuencia y elección del consumo de alimentos, están influenciadas por variables que no están directamente
relacionadas con las necesidades fisiológicas ni con el valor nutricional de los alimentos, lo cual conlleva a
que cuando las personas hacen referencia a una emoción negativa dan por consecuencia a la ingesta impulsiva;
por otro lado, cuando prevalecen las emociones positivas, el aumento de la alimentación les proporciona
placer.
(29,30)
Adicionalmente, se ha comprobado que una emoción positiva también provoca una mayor ingesta
de alimentos no solo por el placer de consumir los alimentos
(31)
La importancia que se otorga al peso corporal es un asunto altamente ético en el debate público y en la
medicina.
(32–34)
Las normas sociales dictan que tener bajo peso o un peso "normal" es saludable, y los críticos
tratan a las personas con sobrepeso y obesidad: se les atribuye con frecuencia una carga moral, puesto que un
elemento central de la moralidad es que las características personales deseables dictan que el peso debe
ajustarse a estándares sociales predeterminados, por lo que emergen las cualidades morales del esfuerzo y el
autocontrol.
(32,35)
De esta forma, la creencia social de que el peso es controlable y que el exceso de peso refleja
inmoralidad por falta de esfuerzo y autocontrol es muy común tanto en la población general como en personas
que padecen obesidad.
(32,36)
En Europa, específicamente en España se validó el instrumento EES-C aplicada a 199 participantes de 9 a 16
años, confirmó un modelo factorial de cinco dimensiones (CFI = 0,935; GFI = 0,850; AGFI = 0,816; SRMR = 0,066;
(37)
Así también el instrumento IFBS
administrado a 323 jóvenes de 12 a 20 años, presentó una estructura bifactorial con adecuada medida muestral
con indicadores psicológicos y de salud.
(38)
En Barcelona, el EEQ validado en 354 sujetos de 12 a 39 años mostró consistencia interna adecuada en sus
(39)
En Grecia, la
EES-C validada en 139 estudiantes de 9 a 14 años, el AFE explicó el 47,67 % de la varianza total, con
indicadores de adecuación muestral satisfactorios (KMO = 0,869; Bartlett p < 0,001) y con alta consistencia
(40)
Otra versión adaptada de la EES-C en Turquía aplicada a 576 niños y adolescentes
CFI = 0,97), confirmando la robustez psicométrica del instrumento.
(41)
Por otra parte, diversos estudios realizados en América Latina respaldan la validez de estas escalas en distintos
contextos por ejemplo en México el instrumento CECAP, con 1 833 adolescentes de 14 a 18 años mostró
(17)
Y finalmente en Chile el instrumento
CFPQ-Teen aplicado a 473 adolescentes mostró un modelo de cuatro factores con buen ajuste (CFI = 0,965;
invariancia métrica y escalar por género, sin diferencias significativas entre hombres y mujeres.
(42)
Con base a lo expuesto, las bondades del instrumento que se pretende adaptar al contexto peruano, no se
centra en las patologías asociados a los TCA, como muchos otros instrumentos lo realizan; sino, lo que se
busca con este instrumento es indagar las creencias y emociones tanto positivas como negativas sobre la
alimentación y el peso que muchas veces son el detonante de los TCA, que tienen un mayor impacto en los
adolescentes y adultos jóvenes, facilitando la intervención temprana de dicha problemática.
(17)
Por ello, el
objetivo general de la presente investigación fue adaptar y analizar las propiedades psicométricas del
Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el Peso (CECAP) al contexto peruano
y analizar la validez y confiabilidad en jóvenes de la región de Puno; asimismo, tiene como objetivos
específicos determinar la validez de contenido, constructo, la confiabilidad y la invarianza métrica del
cuestionario de emociones y creencias acerca de la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la
región de Puno.
MÉTODO
La investigación es de enfoque psicométrico, centrada en analizar las propiedades psicométricas del instru-
mento, mediante su aplicación, el análisis de puntajes e interpretación de resultados. Asimismo, se empleó
un diseño no experimental, ya que no implica la manipulación de variables, y corresponde a un corte trans-
versal, ya que busca recopilar y analizar datos de un sector de la población en un momento específico.
(43)
Participantes
La población estuvo constituida por jóvenes de las ciudades de Puno y Juliaca, ubicadas en el sur del Perú.
Dicha población es finita, ya que corresponde a un número determinado de estudiantes matriculados en
instituciones educativas de nivel secundario en ambas ciudades durante el año de aplicación del estudio. De
esta población se obtuvo una muestra de 2 072, de los cuales 537 correspondieron a la ciudad de Puno y 1
535 a Juliaca. La muestra se seleccionó mediante un muestreo no probabilístico, de tipo por conveniencia
basado en los criterios de selección y recursos de los investigadores.
(44)
Asimismo, este tamaño muestral
resulta mayor al estándar recomendado para análisis factoriales, que recomienda contar con 20 participantes
por ítem;
(45)
considerando que el instrumento posee 16 ítems, el tamaño mínimo requerido sería 320
participantes, cifra ampliamente superada por la muestra del presente estudio.
Para participar en el estudio se tomó como primer requisito el consentimiento y asentimiento informado, en
la misma línea, los candidatos debían tener entre 14 a 18 años, ambos sexos y que residieron durante la
evaluación en las ciudades de Puno y Juliaca, no se permitió la participación de personas con una nacionalidad
distinta a la peruana, ni de aquellas con alguna discapacidad permanente o temporal que les impidiera
comprender y responder adecuadamente las preguntas. Finalmente, se excluyeron las encuestas que estuvieron
incompletas o que tuvieran respuestas sesgadas en una sola categoría.
Instrumento
El instrumento adaptado en el contexto peruano fue el Cuestionario de emociones y creencias acerca de la
alimentación y el peso (CECAP). Dicho cuestionario es originario de la Ciudad de México y fue creado por
Silva y Gonzáles
(17)
. Este instrumento permite identificar con mayor comprensión las razones que explican
la sobreingesta o subingesta en adolescentes (14 a 18 años), considerando que, en muchos casos, podrían
estar influenciados por creencias inadecuadas o utilizando una alimentación como una estrategia disfuncional
de regulación emocional. El instrumento original consta de tres dimensiones y 16 ítems compuesto por la
escala tipo Likert (Nunca = 1, Algunas veces = 2, Con frecuencia = 3, Siempre = 4). El instrumento muestra
evidencias de validez adecuadas, así también se ha encontrado apropiados índices de bondad de ajuste
-
(17)
Análisis de datos
Dado que el instrumento original se encuentra en idioma español, no fue necesario realizar un proceso de
traducción. No obstante, se llevó a cabo un proceso de adaptación cultural mediante evaluación de validez
de contenido por siete jueces expertos, con el objetivo de verificar la claridad, pertinencia y adecuación
cultural de los ítems al contexto peruano; complementariamente, se usó la fórmula de Penfield y Giacobbi
(46)
al 95 % de confianza bajo un criterio conservador
(47)
que exige que los intervalos de confianza inferiores sean
mayores de 0,7; en cuanto al análisis factorial exploratorio y confirmatorio se optó por dividir los datos en
submuestras equivalentes de 1 036 participantes para cada análisis. El análisis factorial exploratorio exige el
estudio de la linealidad, normalidad y multicolinealidad
(48)
las mismas que se comprobaron mediante una
matriz de correlaciones policóricas (Figura 1). No obstante, para la normalidad se usó la recomendación de
Ferrando y Anguiano-Carrasco
(49)
para comprobar la normalidad multivariada, el análisis arrojó un valor de
inferior al 0,05 que demuestra no normalidad, el mencionado resultado junto a la naturaleza ordinal de los
ítems, se optó por utilizar mínimos cuadrados ordinarios como método de factorización. En cuanto a los
hallazgos del AFC de trabajaron con el estimador WLSMV usando el software R Studio con el paquete
Lavaan, asimismo se optó por un método de rotación oblicua con índices de ajuste como CFI > 0,95; GFI > 0,93;
TLI > 0,90, RMSEA < 0,05, SRMR < 0,08.
(50)
En este sentido, se estimó la confiabilidad por consistencia interna
mediante el coeficiente omega de McDonald por ser un análisis de confiabilidad por consistencia interna
menos sensible a la cantidad de ítems.
(51)
Adicionalmente, se optó por someter el test a procesos de invarianza
métrica por CFA así como determinar baremos para la interpretación de la prueba con base a percentiles.
RESULTADOS
Análisis sociodemográfico
En este estudio participaron 2 072 adolescentes de entre 14 y 17 años, con una proporción ligeramente mayor
de varones (55, 5 %, n = 1 149) en comparación con las mujeres (44, 5 %, n = 923). Más de la mitad tenía
una edad entre 14 y 15 años (59, 9 %, n = 1241) y cursaba el tercer año de secundaria (36, 3 %). La mayoría
provenía de instituciones educativas públicas (84, 5 %, n = 1 751) y vivía con ambos padres (77, 5 %, n = 1605),
lo que sugiere un contexto familiar mayormente estable. En cuanto a su lugar de residencia, tres de cada
cuatro adolescentes residían en la ciudad de Juliaca (73, 7 %, n = 1 527), lo que refleja una predominante
concentración urbana de la muestra.
Tabla 1. Características sociodemográficas de los participantes (N = 2 072)
Nota: F = frecuencia; % = porcentaje. Los porcentajes han sido redondeados a un decimal, por lo que no pueden sumar exactamente
100 %.
Evidencias de validez basada en el contenido
La tabla 2 muestra los índices de validez basados en el contenido del instrumento de 16 ítems. Se encontró
que el 93,75 % de los ítems (15 ítems) demostraron ser claros, importantes para evaluar el constructo y
pertinentes en la dimensión correcta, ya que los limites inferiores del intervalo (Low) se encontraron por
encima de 0,70 valor requerido por un criterio más conservador,
(46)
no obstante, el ítem 2 demostró un intervalo
igual a 0,60 en el criterio relevancia. Otros detalles más específicos identificaron a los ítems 10 y 15 con
intervalos limítrofes a 0,70 en los criterios relevancia y representatividad y solo al ítem 16 en el criterio
relevancia y claridad, mientras que los ítems 7, 12 la conjunción y 13 presentaron índices limítrofes de 0,71
solo en el criterio claridad.
Tabla 2. Coeficientes V de Aiken (IC del 95 %, n = 8)
Nota: M: media aritmética, DE: desviación estándar, V es el coeficiente V de Aiken, Low – Up: son intervalos de confianza inferior
y superior respectivamente.
Evidencia de validez basada en el constructo
La figura 1 muestra un mapa de calor basado en la matriz policórica de los 16 ítems. Se evidencia que los
ítems del 1 al 6 presentaron correlaciones más altas con coeficientes que oscilan entre 0,47 y 0,88, la segunda
zona significativamente correlacionada se encuentra entre los ítems 7 al 11 con coeficientes de correlación
entre 0,55 y 0,76 mientras que la tercera zona entre los ítems 12 al 16 mostro correlación entre 0,37 y 0,61,
lo que evidencia una esperada agrupación de ítems por cada factor muy similar a lo esperado teóricamente,
no obstante, los ítems 12, 14 y 16 mostraron correlaciones entre 0,44 y 0,67 con los ítems del primer factor,
agrupación no previsible estadísticamente.
Figura 1. Matriz policórica
Nota: Los cuadrantes en rojo indican la agrupación esperada desde el enfoque teórico, no representa un análisis adyacente a la
matriz policórica, el valor cercano a 1 se presenta de color azul; mientras que, el rojo al -1 y un color tenue o blanco representa
coeficientes ínfimos.
Análisis factorial exploratorio
El análisis factorial exploratorio obtenido a partir del 50 % inicial de los encuestados dio como resultado una
solución factorial de tres dimensiones con KMO de 0,903 con prueba de esfericidad de Bartlett de 0,000, esta
solución logró explicar el 56,7 % de la varianza con los 16 ítems muy similares a la matriz policórica y teórica
donde el factor 1 se conformó por los ítems 1 al 6, el factor 2 por los ítems 7 al 11, el factor 3 por los ítems
13 y 15 sin embargo los ítems 12, 14 y 16 mostraron cargas más altas dentro del factor 1, al verificar las
cargas superiores a 0.2 se encontró que estos ítems saturan el F3 con cargas de 0,357, 0,270 y 0,229
respectivamente.
Tabla 3. Cargas de los Factores
Nota: El método de rotación aplicado fue oblimin.
Análisis factorial confirmatorio
La tabla 4 presenta los índices de ajuste del modelo obtenidos mediante AFC utilizando modelos de ecuaciones
estructurales. El modelo 1 procesado por rotación oblicua mostró índices de ajuste de modelo, sin embargo al
observar las cargas factoriales y residuos asociados a cada ítem (ver figura 2A) encontramos que el ítem 15
alcanzó un residuo de 0,72, al excluirlo generamos un segundo modelo con mejores índices (TLI = 0,995,
CFI = 0,996, GFI = 0,996, NFI = 0,995, SRMR = 0,046 y RMSEA = 0,051), no obstante, encontramos que
el ítem 13 demostró un residuo de 0,71 (ver figura 2-b) lo que motivo a la exclusión del ítem 13 generando
un tercer modelo con índices de ajuste esperados. A pesar de esto, el modelo 2 se presenta como el más
adecuado, decisión que se discute más adelante.
Tabla 4. Índices de ajuste por CFA
Nota: El modelo 1 se procesó con una estructura basada en tres dimensiones con 16 ítems, el modelo 2 tiene 3 dimensiones con 15
ítems ya que se excluye al ítem 15, el modelo 3 tiene 3 dimensiones sin los ítems 13 y 15. Todos los modelos se procesaron con
rotación oblicua. (*) se trata del modelo elegido como adecuado.
Figura 2. Semplot de los modelos 1 y 2
A)
B)
Invarianza métrica
no sobrepasan 0.01 entre cada método de contraste; esto indica que la escala es equivalente entre varones y
mujeres, así como por edades entre 14 a 15 años y entre 16 y17 años.
Tabla 5. Invarianza métrica por sexo (Masculino = 552, Femenino = 484) y por edad (14 - 15 años = 622,
16 - 17 años = 414)
Confiabilidad por consistencia interna
Se aplicó el coeficiente omega de McDonald en su versión unidimensional con intervalos de confianza del
95 % lo que mostró que la primera dimensión, denominada “Creencias erróneas acerca del control del peso
cuanto a la dimensión “Experimentación de emociones agradables al comer” se evidencio una adecuada
confianza de 0,754 a 0,798.
Tabla 6. Confiabilidad por consistencia interna por factor
DISCUSIÓN
El presente estudio tuvo como objetivo adaptar y validar el cuestionario de emociones y creencias acerca de
la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la región de Puno, considerando el creciente riesgo de
adolescentes presenta algún tipo de TCA, lo cual evidencia la necesidad de contar con herramientas adecuadas
para su detección.
(52)
El CECAP busca evaluar emociones y creencias vinculadas a la alimentación, variables
que, según investigaciones previas, están asociadas al desarrollo de conductas alimentarias desadaptativas.
(53,54)
En este estudio, se buscó asegurar que el CECAP adaptado al contexto peruano realmente mida lo que se
propone, por lo cual se evaluó su validez basada en el contenido. Para ello, se utilizó el coeficiente V de
Aiken, poniendo especial atención en que los ítems fueran claros, relevantes y representativos. Diversos
autores, como Charter
(55)
y Ventura-León,
(56)
sugieren que el umbral de 0,70 para V de Aiken es adecuado
para validar la calidad de los ítems durante la adaptación transcultural. Por ello, la revisión individual de
ítems con valores cercanos al umbral asegura no solo el cumplimiento de estándares estadísticos, sino
también la pertinencia cultural y conceptual del instrumento, fortaleciendo su utilidad práctica en la población
peruana.
Además, se evaluó la validez basada en el constructo del CECAP, utilizando la matriz policórica, una técnica
especialmente recomendada para examinar la estructura interna de escalas tipo Likert.
(57,58)
Los resultados
revelaron tres factores bien definidos que respaldan la estructura teórica original del instrumento, lo que
sugiere que la adaptación al contexto peruano ha sido adecuada.
(17)
No obstante, algunas correlaciones entre
grupos de ítems distintos podrían estar reflejando particularidades culturales o dimensiones compartidas,
algo común en procesos de adaptación transcultural.
(59)
En conjunto, estos hallazgos refuerzan la validez del
constructo y abren la puerta a futuros estudios confirmatorios que permitan seguir afinando la estructura del
instrumento en distintos contextos.
(60)
En cuanto a los hallazgos obtenidos en el Análisis Factorial Exploratorio (AFE) evidenciaron una estructura
tridimensional adecuada, sustentada por un índice de adecuación muestral KMO de 0,903 y una prueba de
esfericidad de Bartlett significativa lo que respalda la pertinencia del análisis y adecuación de los datos para
la reducción factorial.
(61)
Simultáneamente, se utilizó también el método de estimación de mínimos cuadrados
no ponderados (ULS) sobre la matriz de correlaciones policóricas, el cual es recomendado para variables
ordinales como Likert.
(57,62)
De este modo, se realizó el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC), el cual muestra índices de ajuste obtenidos
(CFI = 0,979, TLI = 0,975, RMSEA = 0,058, SRMR = 0,057) se encuentran dentro de los rangos adecuados,
lo que indica que el modelo presenta un buen ajuste.
(1)
Así también, en comparación al instrumento original
muestra resultados favorables, lo que sugiere que la estructura del instrumento es funcional en ambos contextos
culturales.
(17)
En cuanto a las modificaciones del instrumento, se optó por la eliminación del ítem 15 (“Me fijo en el peso
de las personas”), debido a que presentó un residuo estandarizado de 0,72. Aunque el valor no supera el
umbral ya establecido para ser considerado un mal ajuste local (+2,5), sí refleja una discrepancia resaltante
que sugiere una inconsistencia entre el modelo teórico y los datos obtenidos.
(63)
No solo resalta la consideración
estadística, el ítem no reflejaba adecuadamente la intención evaluativa de la dimensión “Importancia que se
le otorga al peso corporal”, ya que hace referencia a una observación externa del peso ajeno, mientras que los
demás ítems de la dimensión se enfocan en creencias internalizadas y autorreferencias acerca del propio
peso, aspecto fundamental en la construcción de la autoimagen corporal.
(17)
Según Ramos et al.
(64)
detalla que la percepción del peso corporal se relaciona estrechamente con la autoestima
y las emociones hacia uno mismo, y no con actitudes evaluativas hacia las demás personas como hace
referencia este ítem. En este sentido, aunque el ítem 13 (“Pienso que el peso de las personas es importante”),
presentó un residuo de 0,71, fue conservado debido a que mantiene mejor ajuste teórico con la dimensión
relacionada al valor asignado al peso corporal en la experiencia personal
(63)
. Asimismo, cabe resaltar que se
respetó el criterio técnico que recomienda mantener un mínimo de cuatro ítems por factor para asegurar
estabilidad en la estimación del constructo y un modelo con mayor consistencia estructural.
(65)
Para comprobar que el CECAP funciona de manera consistente entre diferentes grupos, se realizó un análisis
de invarianza métrica. Los resultados mostraron que la estructura del instrumento se mantiene estable según
el género y la edad, en adolescentes de la región de Puno. El modelo de tres dimensiones y 15 ítems presentó
y los cambios observados entre los modelos configural, métrico, escalar y estricto fueron mínimos,
cumpliendo los estándares propuestos por Chen.
(66)
Los resultados obtenidos coinciden con investigaciones que han confirmado la estabilidad factorial de
instrumentos similares en adolescentes. Perpiña et al.
(37)
validó la Emotional Eating Scale for Children and
Adolescents, confirmando su estructura mediante análisis factorial confirmatorio. De manera similar, Lobera
et al.
(38)
adaptó la versión española de la Irrational Food Beliefs Scale, identificando dimensiones bien definidas
y con adecuados indicadores de validez. En conjunto, estas evidencias refuerzan la solidez del CECAP como
un instrumento útil y confiable para comparar creencias y emociones relacionadas con la alimentación y el
peso en distintos grupos, minimizando posibles sesgos de interpretación.
En cuanto a la confiabilidad, el CECAP fue evaluado mediante el coeficiente omega de McDonald, obteniendo
valores sólidos en cada de sus dimensiones: “Creencias erróneas acerca del control del peso corporal”
Kalogiratou et al.
(40)
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36
ISSN-impreso 1390-7581
ISSN-digital 2661-6742
Lobera et al.
(38)
adaptaron una escala sobre creencias irracionales alimentarias en adolescentes, reportando
buena consistencia interna y estructura factorial clara.
En conjunto, estos hallazgos respaldan de manera sólida la fiabilidad del CECAP en la población adolescente,
posicionándolo como una herramienta adecuada para evaluar creencias y emociones sobre la alimentación y
peso. En cuanto a la estimación de la consistencia interna, se optó por utilizar el omega de McDonald, a
diferencia de estudios previos que emplearon el alfa de Cronbach, ya que proporciona estimaciones más
precisas en presencia de cargas factoriales desiguales o estructuras multidimensionales. Como sostiene
Ventura-León
(56)
, el alfa de Cronbach puede generar estimaciones poco confiables, recomendando el uso del
omega como una alternativa más sólida y actualizada.
En cuanto a las limitaciones del estudio, destaca el uso de un muestreo no probabilístico, lo cual restringe la
generalización de los resultados a la población adolescente en conjunto. Adicionalmente, la recolección de
datos mediante autoinforme podría haber estado influenciada por la deseabilidad social; no obstante, se
intentó mitigar este sesgo mediante la sensibilización previa de los participantes respecto a la importancia de
brindar respuestas honestas.
Finalmente, la aplicación del cuestionario se limitó a adolescentes de instituciones educativas de Puno y
Juliaca, lo que podría restringir la representatividad de los hallazgos en relación con la diversidad cultural,
lingüística y socioeconómica presente en otras regiones del país. Por ello, se recomienda que en futuras
investigaciones se utilice una muestra más amplia y representativa, a fin de obtener resultados que reflejen
con mayor precisión dicha diversidad en otras provincias o regiones del país.
CONCLUSIONES
El presente estudio evidenció que la versión adaptada del Cuestionario de Emociones y Creencias sobre la
Alimentación y el Peso (CECAP) presenta adecuadas propiedades psicométricas en adolescentes de la región
de Puno, Perú. La evidencia de validez de contenido mostró vales de V de Aiken superiores a 0,70, lo que
indica una adecuada claridad y pertinencia cultural de los ítems. En cuanto a la validez de constructo, análisis
factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el análisis factorial confirmatorio (CFI = 0,979;
TLI = 0,975; RMSEA = 0,058; SRMR = 0,057) corroboraron una estructura tridimensional consistente con
Finalmente, los coeficientes de omega de McDonald, con valores 0,776 y 0,895, reflejaron una adecuada
consistencia interna en todas las dimensiones del instrumento.
En términos generales, los resultados respaldan el uso del CECAP como un instrumento válido, fiable y
culturalmente pertinente para la evaluación de creencias y emociones alimentarias en adolescentes andinos.
Su implementación en ámbitos educativos y de salud mental favorece la identificación y prevención de
conductas alimentarias de riesgo asociadas a trastornos de la conducta alimentaria. Se sugiere que futuras
investigaciones amplíen el tamaño muestral e incorporen variables contextuales, como el entorno familiar y
las condiciones socioeconómicas, a fin de lograr una comprensión más integral de este fenómeno.
Financiamiento: la investigación fue financiada por los propios autores.
Agradecimientos: Se agradece a los adolescentes y docentes de las instituciones educativas de Puno y Juliaca
por su participación y colaboración durante el desarrollo del estudio.
Conflictos de intereses: Los autores declaran que no existe ningún conflicto de interés financiero, personal o
institucional que pudiera haber influido en los resultados o la interpretación del presente estudio.
Declaración de contribución:Todos los autores contribuyeron de manera equitativa en la concepción, del
estudio, el diseño metodológico, la recolección de datos, el análisis, la interpretación de resultados y la redacción
del manuscrito. Además, revisaron críticamente el contenido, aprobaron la versión final y asumen responsabilidad
conjunta por la integridad y exactitud del trabajo presentado.
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Autores:
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Meljhi Nikol Choquecahua Espinoza - https://orcid.org/0009-0006-8188-7505
Danaly Ceydi Mamani Mamani - https://orcid.org/0009-0004-7823-5093
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Puno, Perú.
Autor de correspondencia: Winston Yoel Flores Yana. Universidad Peruana Unión, Juliaca, Puno, Perú.
Dirección postal: Salida Arequipa, Km 6, Chullunquiani, Juliaca, Perú. Email: winston.flores@upeu.edu.pe.
Teléfono: +51 973733898.
Recibido: 15 de octubre de 2025 Aceptado: 06 de marzo de 2026
RESUMEN
El objetivo del estudio fue adaptar y validar el Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación
y el Peso (CECAP) en adolescentes de la región de Puno, Perú. Participaron 2 072 estudiantes de entre 14 a
18 años, seleccionados mediante un muestreo no probabilístico. La validez de contenido, medida con el
coeficiente V de Aiken, mostró valores por encima de 0.70, lo que evidenció la claridad y pertinencia de los
ítems. El análisis factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el confirmatorio (CFI = 0,996;
TLI = 0,995; RMSEA = 0,051; SRMR = 0,046) mostraron una estructura de tres dimensiones, consistente y
bien alineada con el modelo teórico original. Además, se revisó su la estructura factorial se mantenía igual
apuntaron a una adecuada consistencia interna. En resumen, la versión adaptada del CECAP muestra propiedades
psicométricas apropiadas y resulta valida y confiable, así que puede usarse como una herramienta útil para
evaluar las creencias y las emociones sobre la alimentación y el peso en adolescentes peruanos.
Palabras clave: emociones; adolescente; conducta alimentaria.
ABSTRACT
The aim of this study was to adapt and validate the Questionnaire of Emotions and Beliefs about Food and
Weight (CECAP) in adolescents from the Puno region of Peru. A total of 2,072 students aged 14 to 18 years
participated, selected using non-probability sampling. Content validity, measured using Aiken's V coefficient,
showed values above 0.70, demonstrating the clarity and relevance of the items. Exploratory factor analysis
(KMO = 0.903; Bartlett p < 0.001) and confirmatory factor analysis (CFI = 0.996; TLI = 0.995; RMSEA = 0.051;
SRMR = 0.046) revealed a three-dimensional structure, consistent and well-aligned with the original theoretical
model. Furthermore, the factor structure was verified to be consistent across gender and age groups.
consistency. In summary, the adapted version of the CECAP shows appropriate psychometric properties
and is valid and reliable, so it can be used as a useful tool to assess beliefs and emotions about food and
weight in Peruvian adolescents.
Keywords: Emotions; Adolescent; Eating Behavior.
INTRODUCCIÓN
Las enfermedades no transmisibles ocasionan aproximadamente de cinco millones de muertes al año.
(1)
En
este contexto, se estima que más de 390 millones de jóvenes en el mundo presentan sobrepeso, lo que refleja
una problemática de alcance global.
(2)
En un estudio español con 4 362 adolescentes, se identificó que el 9,6 %
de las chicas y el 1,7 % de los chicos mostraron indicios de trastornos alimentarios, reflejando una mayor
preocupación femenina por la imagen corporal.
(3)
Estos resultados permiten comprender que la influencia de
las emociones en el comportamiento alimentario es relevante, ya que pueden modificar el apetito y la
frecuencia de consumo alimenticio, generando alteraciones en la ingesta.
(4)
Cuando dichas variaciones superan
la capacidad de autorregulación cognitiva y fisiológica, se asocian con riesgos para la salud.
(5)
En el Perú, el Seguro Social de Salud (EsSalud señalo que, durante la pandemia, los casos de trastornos de
conducta alimentaria en adolescentes llegaron a duplicarse, afectando incluso a menores desde los 11 años.
(6)
Asimismo, se estima que el 51 % de la población experimenta inseguridad alimentaria,
(7)
mientras que
aproximadamente el 5 % de los adolescentes presenta alteraciones nutricionales, con mayor prevalencia en
mujeres jóvenes.
(8)
En este contexto, el estigma relacionado con el peso corporal se asocia con la alimentación
emocional, definida como la tendencia a aumentar o reducir la ingesta frente a emociones como la ira,
miedo, tristeza o la ansiedad.
(9)
Estas emociones negativas se relacionan con patrones alimentarios como
adaptativos, entre ellos la sobrealimentación emocional, la cual favorece el consumo elevado de alimentos
altos en grasa y azúcares y limita la capacidad de autoregular la ingesta.
(10)
De manera complementaria, se ha evidenciado que el estrés emocional también incrementa los niveles de
cortisol, lo que puede influir en la elección de alimentos poco saludables como forma de aliviar el malestar.
(11)
Esta dinámica se agrava por la exposición constante al estigma del peso, que eleva el cortisol y fomenta la
preferencia por alimentos calóricos, reforzando los patrones de alimentación emocional.
(12)
A pesar de ello,
el estigma del peso no solo se vincula con la alimentación emocional, sino también con un mayor aislamiento
social y una menor búsqueda de apoyo emocional, intensificando el ciclo de malestar psicológico y los
comportamientos alimentarios desadaptativos.
(13)
La conducta alimentaria está influida por factores socioculturales, creencias, entorno y emociones, los cuales
determinan los hábitos adquiridos en la infancia, lo que condiciona las prácticas alimentarias actuales.
(14)
Estudios realizados en el Perú señalan que los adolescentes presentan un alto riesgo nutricional, enfrentando
problemáticas como el sobrepeso, la obesidad y la anemia, y evidencian la escasez de investigaciones que
analicen los factores socioculturales que influyen en los hábitos alimentarios. Esta situación limita y dificulta
el desarrollo en la implementación de intervenciones en la salud pública que sean pertenecientes desde el
punto de vista cultural.
(15)
Del mismo modo, se ha reconocido que factores individuales, como dificultades
económicas para el acceso de alimentos y la preocupación por el aspecto físico, influyendo significativamente
en las conductas alimentarias de los adolescentes.
(16)
En este sentido, es fundamental abordar el estigma
asociado al peso desde un enfoque integral, considerando tanto aspectos psicológicos como los procesos
fisiológicos.
(17)
En relación con las emociones acerca de la alimentación y el peso, las diferentes reacciones emocionales
tienen efectos significativos a la hora de la ingesta de alimentos, lo cual provoca que el individuo ingiera una
cantidad excesiva de alimentos o viceversa, afectando sus hábitos alimenticios.
(18)
Estas investigaciones
abordan sobre estados emocionales negativos como el miedo o la depresión.
(19,20)
Un análisis psicosomático
ha demostrado que las personas con TCA consumen o dejan de consumir alimentos, ante emociones negativas
como una conducta aprendida orientada a disminuir el malestar emocional.
(21)
Como el comer en exceso en
respuesta a emociones negativas, como la ansiedad o irritabilidad emocional.
(22)
Respecto a las creencias acerca de la alimentación y el peso, se han revisado varios estudios los cuales señalan
que la percepción de la imagen corporal es generada en su mayoría por estereotipos o problemas sociales,
que afectan tanto a los adolescentes como adultos;
(23,24)
asimismo, hace alusión a creencias erróneas, referente
al peso y la alimentación que se asocian con conductas de restricción o exceso alimentario.
(17)
Diversos
medios de comunicación fomentan estereotipos de belleza irrealizables, creando una presión social que
impacta particularmente a los adolescentes y adultos jóvenes.
(25)
Creencias erróneas acerca del control del peso corporal, la autopercepción de una persona no siempre
manifiesta la realidad, dado que el peso está influenciado por muchos factores, como la edad, el género, la
familia, los compañeros, los medios y el origen étnico
(26)
La insatisfacción con la imagen corporal, el disgusto
por el cuerpo y el desdén pueden contribuir a los efectos negativos del aumento de peso en la salud.
(27)
La
forma en que percibimos nuestro peso influye significativamente en cómo nos sentimos con nosotros
mismos, cuando creemos que tener sobrepeso u obesidad es un reflejo de cualidades negativas que puede
dañarnos significativamente en nuestra autoestima.
(28)
Experimentación de emociones agradables al comer, la motivación humana para comer, así como la cantidad,
frecuencia y elección del consumo de alimentos, están influenciadas por variables que no están directamente
relacionadas con las necesidades fisiológicas ni con el valor nutricional de los alimentos, lo cual conlleva a
que cuando las personas hacen referencia a una emoción negativa dan por consecuencia a la ingesta impulsiva;
por otro lado, cuando prevalecen las emociones positivas, el aumento de la alimentación les proporciona
placer.
(29,30)
Adicionalmente, se ha comprobado que una emoción positiva también provoca una mayor ingesta
de alimentos no solo por el placer de consumir los alimentos
(31)
La importancia que se otorga al peso corporal es un asunto altamente ético en el debate público y en la
medicina.
(32–34)
Las normas sociales dictan que tener bajo peso o un peso "normal" es saludable, y los críticos
tratan a las personas con sobrepeso y obesidad: se les atribuye con frecuencia una carga moral, puesto que un
elemento central de la moralidad es que las características personales deseables dictan que el peso debe
ajustarse a estándares sociales predeterminados, por lo que emergen las cualidades morales del esfuerzo y el
autocontrol.
(32,35)
De esta forma, la creencia social de que el peso es controlable y que el exceso de peso refleja
inmoralidad por falta de esfuerzo y autocontrol es muy común tanto en la población general como en personas
que padecen obesidad.
(32,36)
En Europa, específicamente en España se validó el instrumento EES-C aplicada a 199 participantes de 9 a 16
años, confirmó un modelo factorial de cinco dimensiones (CFI = 0,935; GFI = 0,850; AGFI = 0,816; SRMR = 0,066;
(37)
Así también el instrumento IFBS
administrado a 323 jóvenes de 12 a 20 años, presentó una estructura bifactorial con adecuada medida muestral
con indicadores psicológicos y de salud.
(38)
En Barcelona, el EEQ validado en 354 sujetos de 12 a 39 años mostró consistencia interna adecuada en sus
(39)
En Grecia, la
EES-C validada en 139 estudiantes de 9 a 14 años, el AFE explicó el 47,67 % de la varianza total, con
indicadores de adecuación muestral satisfactorios (KMO = 0,869; Bartlett p < 0,001) y con alta consistencia
(40)
Otra versión adaptada de la EES-C en Turquía aplicada a 576 niños y adolescentes
CFI = 0,97), confirmando la robustez psicométrica del instrumento.
(41)
Por otra parte, diversos estudios realizados en América Latina respaldan la validez de estas escalas en distintos
contextos por ejemplo en México el instrumento CECAP, con 1 833 adolescentes de 14 a 18 años mostró
(17)
Y finalmente en Chile el instrumento
CFPQ-Teen aplicado a 473 adolescentes mostró un modelo de cuatro factores con buen ajuste (CFI = 0,965;
invariancia métrica y escalar por género, sin diferencias significativas entre hombres y mujeres.
(42)
Con base a lo expuesto, las bondades del instrumento que se pretende adaptar al contexto peruano, no se
centra en las patologías asociados a los TCA, como muchos otros instrumentos lo realizan; sino, lo que se
busca con este instrumento es indagar las creencias y emociones tanto positivas como negativas sobre la
alimentación y el peso que muchas veces son el detonante de los TCA, que tienen un mayor impacto en los
adolescentes y adultos jóvenes, facilitando la intervención temprana de dicha problemática.
(17)
Por ello, el
objetivo general de la presente investigación fue adaptar y analizar las propiedades psicométricas del
Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el Peso (CECAP) al contexto peruano
y analizar la validez y confiabilidad en jóvenes de la región de Puno; asimismo, tiene como objetivos
específicos determinar la validez de contenido, constructo, la confiabilidad y la invarianza métrica del
cuestionario de emociones y creencias acerca de la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la
región de Puno.
MÉTODO
La investigación es de enfoque psicométrico, centrada en analizar las propiedades psicométricas del instru-
mento, mediante su aplicación, el análisis de puntajes e interpretación de resultados. Asimismo, se empleó
un diseño no experimental, ya que no implica la manipulación de variables, y corresponde a un corte trans-
versal, ya que busca recopilar y analizar datos de un sector de la población en un momento específico.
(43)
Participantes
La población estuvo constituida por jóvenes de las ciudades de Puno y Juliaca, ubicadas en el sur del Perú.
Dicha población es finita, ya que corresponde a un número determinado de estudiantes matriculados en
instituciones educativas de nivel secundario en ambas ciudades durante el año de aplicación del estudio. De
esta población se obtuvo una muestra de 2 072, de los cuales 537 correspondieron a la ciudad de Puno y 1
535 a Juliaca. La muestra se seleccionó mediante un muestreo no probabilístico, de tipo por conveniencia
basado en los criterios de selección y recursos de los investigadores.
(44)
Asimismo, este tamaño muestral
resulta mayor al estándar recomendado para análisis factoriales, que recomienda contar con 20 participantes
por ítem;
(45)
considerando que el instrumento posee 16 ítems, el tamaño mínimo requerido sería 320
participantes, cifra ampliamente superada por la muestra del presente estudio.
Para participar en el estudio se tomó como primer requisito el consentimiento y asentimiento informado, en
la misma línea, los candidatos debían tener entre 14 a 18 años, ambos sexos y que residieron durante la
evaluación en las ciudades de Puno y Juliaca, no se permitió la participación de personas con una nacionalidad
distinta a la peruana, ni de aquellas con alguna discapacidad permanente o temporal que les impidiera
comprender y responder adecuadamente las preguntas. Finalmente, se excluyeron las encuestas que estuvieron
incompletas o que tuvieran respuestas sesgadas en una sola categoría.
Instrumento
El instrumento adaptado en el contexto peruano fue el Cuestionario de emociones y creencias acerca de la
alimentación y el peso (CECAP). Dicho cuestionario es originario de la Ciudad de México y fue creado por
Silva y Gonzáles
(17)
. Este instrumento permite identificar con mayor comprensión las razones que explican
la sobreingesta o subingesta en adolescentes (14 a 18 años), considerando que, en muchos casos, podrían
estar influenciados por creencias inadecuadas o utilizando una alimentación como una estrategia disfuncional
de regulación emocional. El instrumento original consta de tres dimensiones y 16 ítems compuesto por la
escala tipo Likert (Nunca = 1, Algunas veces = 2, Con frecuencia = 3, Siempre = 4). El instrumento muestra
evidencias de validez adecuadas, así también se ha encontrado apropiados índices de bondad de ajuste
-
(17)
Análisis de datos
Dado que el instrumento original se encuentra en idioma español, no fue necesario realizar un proceso de
traducción. No obstante, se llevó a cabo un proceso de adaptación cultural mediante evaluación de validez
de contenido por siete jueces expertos, con el objetivo de verificar la claridad, pertinencia y adecuación
cultural de los ítems al contexto peruano; complementariamente, se usó la fórmula de Penfield y Giacobbi
(46)
al 95 % de confianza bajo un criterio conservador
(47)
que exige que los intervalos de confianza inferiores sean
mayores de 0,7; en cuanto al análisis factorial exploratorio y confirmatorio se optó por dividir los datos en
submuestras equivalentes de 1 036 participantes para cada análisis. El análisis factorial exploratorio exige el
estudio de la linealidad, normalidad y multicolinealidad
(48)
las mismas que se comprobaron mediante una
matriz de correlaciones policóricas (Figura 1). No obstante, para la normalidad se usó la recomendación de
Ferrando y Anguiano-Carrasco
(49)
para comprobar la normalidad multivariada, el análisis arrojó un valor de
inferior al 0,05 que demuestra no normalidad, el mencionado resultado junto a la naturaleza ordinal de los
ítems, se optó por utilizar mínimos cuadrados ordinarios como método de factorización. En cuanto a los
hallazgos del AFC de trabajaron con el estimador WLSMV usando el software R Studio con el paquete
Lavaan, asimismo se optó por un método de rotación oblicua con índices de ajuste como CFI > 0,95; GFI > 0,93;
TLI > 0,90, RMSEA < 0,05, SRMR < 0,08.
(50)
En este sentido, se estimó la confiabilidad por consistencia interna
mediante el coeficiente omega de McDonald por ser un análisis de confiabilidad por consistencia interna
menos sensible a la cantidad de ítems.
(51)
Adicionalmente, se optó por someter el test a procesos de invarianza
métrica por CFA así como determinar baremos para la interpretación de la prueba con base a percentiles.
RESULTADOS
Análisis sociodemográfico
En este estudio participaron 2 072 adolescentes de entre 14 y 17 años, con una proporción ligeramente mayor
de varones (55, 5 %, n = 1 149) en comparación con las mujeres (44, 5 %, n = 923). Más de la mitad tenía
una edad entre 14 y 15 años (59, 9 %, n = 1241) y cursaba el tercer año de secundaria (36, 3 %). La mayoría
provenía de instituciones educativas públicas (84, 5 %, n = 1 751) y vivía con ambos padres (77, 5 %, n = 1605),
lo que sugiere un contexto familiar mayormente estable. En cuanto a su lugar de residencia, tres de cada
cuatro adolescentes residían en la ciudad de Juliaca (73, 7 %, n = 1 527), lo que refleja una predominante
concentración urbana de la muestra.
Tabla 1. Características sociodemográficas de los participantes (N = 2 072)
Nota: F = frecuencia; % = porcentaje. Los porcentajes han sido redondeados a un decimal, por lo que no pueden sumar exactamente
100 %.
Evidencias de validez basada en el contenido
La tabla 2 muestra los índices de validez basados en el contenido del instrumento de 16 ítems. Se encontró
que el 93,75 % de los ítems (15 ítems) demostraron ser claros, importantes para evaluar el constructo y
pertinentes en la dimensión correcta, ya que los limites inferiores del intervalo (Low) se encontraron por
encima de 0,70 valor requerido por un criterio más conservador,
(46)
no obstante, el ítem 2 demostró un intervalo
igual a 0,60 en el criterio relevancia. Otros detalles más específicos identificaron a los ítems 10 y 15 con
intervalos limítrofes a 0,70 en los criterios relevancia y representatividad y solo al ítem 16 en el criterio
relevancia y claridad, mientras que los ítems 7, 12 la conjunción y 13 presentaron índices limítrofes de 0,71
solo en el criterio claridad.
Tabla 2. Coeficientes V de Aiken (IC del 95 %, n = 8)
Nota: M: media aritmética, DE: desviación estándar, V es el coeficiente V de Aiken, Low – Up: son intervalos de confianza inferior
y superior respectivamente.
Evidencia de validez basada en el constructo
La figura 1 muestra un mapa de calor basado en la matriz policórica de los 16 ítems. Se evidencia que los
ítems del 1 al 6 presentaron correlaciones más altas con coeficientes que oscilan entre 0,47 y 0,88, la segunda
zona significativamente correlacionada se encuentra entre los ítems 7 al 11 con coeficientes de correlación
entre 0,55 y 0,76 mientras que la tercera zona entre los ítems 12 al 16 mostro correlación entre 0,37 y 0,61,
lo que evidencia una esperada agrupación de ítems por cada factor muy similar a lo esperado teóricamente,
no obstante, los ítems 12, 14 y 16 mostraron correlaciones entre 0,44 y 0,67 con los ítems del primer factor,
agrupación no previsible estadísticamente.
Figura 1. Matriz policórica
Nota: Los cuadrantes en rojo indican la agrupación esperada desde el enfoque teórico, no representa un análisis adyacente a la
matriz policórica, el valor cercano a 1 se presenta de color azul; mientras que, el rojo al -1 y un color tenue o blanco representa
coeficientes ínfimos.
Análisis factorial exploratorio
El análisis factorial exploratorio obtenido a partir del 50 % inicial de los encuestados dio como resultado una
solución factorial de tres dimensiones con KMO de 0,903 con prueba de esfericidad de Bartlett de 0,000, esta
solución logró explicar el 56,7 % de la varianza con los 16 ítems muy similares a la matriz policórica y teórica
donde el factor 1 se conformó por los ítems 1 al 6, el factor 2 por los ítems 7 al 11, el factor 3 por los ítems
13 y 15 sin embargo los ítems 12, 14 y 16 mostraron cargas más altas dentro del factor 1, al verificar las
cargas superiores a 0.2 se encontró que estos ítems saturan el F3 con cargas de 0,357, 0,270 y 0,229
respectivamente.
Tabla 3. Cargas de los Factores
Nota: El método de rotación aplicado fue oblimin.
Análisis factorial confirmatorio
La tabla 4 presenta los índices de ajuste del modelo obtenidos mediante AFC utilizando modelos de ecuaciones
estructurales. El modelo 1 procesado por rotación oblicua mostró índices de ajuste de modelo, sin embargo al
observar las cargas factoriales y residuos asociados a cada ítem (ver figura 2A) encontramos que el ítem 15
alcanzó un residuo de 0,72, al excluirlo generamos un segundo modelo con mejores índices (TLI = 0,995,
CFI = 0,996, GFI = 0,996, NFI = 0,995, SRMR = 0,046 y RMSEA = 0,051), no obstante, encontramos que
el ítem 13 demostró un residuo de 0,71 (ver figura 2-b) lo que motivo a la exclusión del ítem 13 generando
un tercer modelo con índices de ajuste esperados. A pesar de esto, el modelo 2 se presenta como el más
adecuado, decisión que se discute más adelante.
Tabla 4. Índices de ajuste por CFA
Nota: El modelo 1 se procesó con una estructura basada en tres dimensiones con 16 ítems, el modelo 2 tiene 3 dimensiones con 15
ítems ya que se excluye al ítem 15, el modelo 3 tiene 3 dimensiones sin los ítems 13 y 15. Todos los modelos se procesaron con
rotación oblicua. (*) se trata del modelo elegido como adecuado.
Figura 2. Semplot de los modelos 1 y 2
A)
B)
Invarianza métrica
no sobrepasan 0.01 entre cada método de contraste; esto indica que la escala es equivalente entre varones y
mujeres, así como por edades entre 14 a 15 años y entre 16 y17 años.
Tabla 5. Invarianza métrica por sexo (Masculino = 552, Femenino = 484) y por edad (14 - 15 años = 622,
16 - 17 años = 414)
Confiabilidad por consistencia interna
Se aplicó el coeficiente omega de McDonald en su versión unidimensional con intervalos de confianza del
95 % lo que mostró que la primera dimensión, denominada “Creencias erróneas acerca del control del peso
cuanto a la dimensión “Experimentación de emociones agradables al comer” se evidencio una adecuada
confianza de 0,754 a 0,798.
Tabla 6. Confiabilidad por consistencia interna por factor
DISCUSIÓN
El presente estudio tuvo como objetivo adaptar y validar el cuestionario de emociones y creencias acerca de
la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la región de Puno, considerando el creciente riesgo de
adolescentes presenta algún tipo de TCA, lo cual evidencia la necesidad de contar con herramientas adecuadas
para su detección.
(52)
El CECAP busca evaluar emociones y creencias vinculadas a la alimentación, variables
que, según investigaciones previas, están asociadas al desarrollo de conductas alimentarias desadaptativas.
(53,54)
En este estudio, se buscó asegurar que el CECAP adaptado al contexto peruano realmente mida lo que se
propone, por lo cual se evaluó su validez basada en el contenido. Para ello, se utilizó el coeficiente V de
Aiken, poniendo especial atención en que los ítems fueran claros, relevantes y representativos. Diversos
autores, como Charter
(55)
y Ventura-León,
(56)
sugieren que el umbral de 0,70 para V de Aiken es adecuado
para validar la calidad de los ítems durante la adaptación transcultural. Por ello, la revisión individual de
ítems con valores cercanos al umbral asegura no solo el cumplimiento de estándares estadísticos, sino
también la pertinencia cultural y conceptual del instrumento, fortaleciendo su utilidad práctica en la población
peruana.
Además, se evaluó la validez basada en el constructo del CECAP, utilizando la matriz policórica, una técnica
especialmente recomendada para examinar la estructura interna de escalas tipo Likert.
(57,58)
Los resultados
revelaron tres factores bien definidos que respaldan la estructura teórica original del instrumento, lo que
sugiere que la adaptación al contexto peruano ha sido adecuada.
(17)
No obstante, algunas correlaciones entre
grupos de ítems distintos podrían estar reflejando particularidades culturales o dimensiones compartidas,
algo común en procesos de adaptación transcultural.
(59)
En conjunto, estos hallazgos refuerzan la validez del
constructo y abren la puerta a futuros estudios confirmatorios que permitan seguir afinando la estructura del
instrumento en distintos contextos.
(60)
En cuanto a los hallazgos obtenidos en el Análisis Factorial Exploratorio (AFE) evidenciaron una estructura
tridimensional adecuada, sustentada por un índice de adecuación muestral KMO de 0,903 y una prueba de
esfericidad de Bartlett significativa lo que respalda la pertinencia del análisis y adecuación de los datos para
la reducción factorial.
(61)
Simultáneamente, se utilizó también el método de estimación de mínimos cuadrados
no ponderados (ULS) sobre la matriz de correlaciones policóricas, el cual es recomendado para variables
ordinales como Likert.
(57,62)
De este modo, se realizó el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC), el cual muestra índices de ajuste obtenidos
(CFI = 0,979, TLI = 0,975, RMSEA = 0,058, SRMR = 0,057) se encuentran dentro de los rangos adecuados,
lo que indica que el modelo presenta un buen ajuste.
(1)
Así también, en comparación al instrumento original
muestra resultados favorables, lo que sugiere que la estructura del instrumento es funcional en ambos contextos
culturales.
(17)
En cuanto a las modificaciones del instrumento, se optó por la eliminación del ítem 15 (“Me fijo en el peso
de las personas”), debido a que presentó un residuo estandarizado de 0,72. Aunque el valor no supera el
umbral ya establecido para ser considerado un mal ajuste local (+2,5), sí refleja una discrepancia resaltante
que sugiere una inconsistencia entre el modelo teórico y los datos obtenidos.
(63)
No solo resalta la consideración
estadística, el ítem no reflejaba adecuadamente la intención evaluativa de la dimensión “Importancia que se
le otorga al peso corporal”, ya que hace referencia a una observación externa del peso ajeno, mientras que los
demás ítems de la dimensión se enfocan en creencias internalizadas y autorreferencias acerca del propio
peso, aspecto fundamental en la construcción de la autoimagen corporal.
(17)
Según Ramos et al.
(64)
detalla que la percepción del peso corporal se relaciona estrechamente con la autoestima
y las emociones hacia uno mismo, y no con actitudes evaluativas hacia las demás personas como hace
referencia este ítem. En este sentido, aunque el ítem 13 (“Pienso que el peso de las personas es importante”),
presentó un residuo de 0,71, fue conservado debido a que mantiene mejor ajuste teórico con la dimensión
relacionada al valor asignado al peso corporal en la experiencia personal
(63)
. Asimismo, cabe resaltar que se
respetó el criterio técnico que recomienda mantener un mínimo de cuatro ítems por factor para asegurar
estabilidad en la estimación del constructo y un modelo con mayor consistencia estructural.
(65)
Para comprobar que el CECAP funciona de manera consistente entre diferentes grupos, se realizó un análisis
de invarianza métrica. Los resultados mostraron que la estructura del instrumento se mantiene estable según
el género y la edad, en adolescentes de la región de Puno. El modelo de tres dimensiones y 15 ítems presentó
y los cambios observados entre los modelos configural, métrico, escalar y estricto fueron mínimos,
cumpliendo los estándares propuestos por Chen.
(66)
Los resultados obtenidos coinciden con investigaciones que han confirmado la estabilidad factorial de
instrumentos similares en adolescentes. Perpiña et al.
(37)
validó la Emotional Eating Scale for Children and
Adolescents, confirmando su estructura mediante análisis factorial confirmatorio. De manera similar, Lobera
et al.
(38)
adaptó la versión española de la Irrational Food Beliefs Scale, identificando dimensiones bien definidas
y con adecuados indicadores de validez. En conjunto, estas evidencias refuerzan la solidez del CECAP como
un instrumento útil y confiable para comparar creencias y emociones relacionadas con la alimentación y el
peso en distintos grupos, minimizando posibles sesgos de interpretación.
En cuanto a la confiabilidad, el CECAP fue evaluado mediante el coeficiente omega de McDonald, obteniendo
valores sólidos en cada de sus dimensiones: “Creencias erróneas acerca del control del peso corporal”
Kalogiratou et al.
(40)
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37
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ISSN-digital 2661-6742
Lobera et al.
(38)
adaptaron una escala sobre creencias irracionales alimentarias en adolescentes, reportando
buena consistencia interna y estructura factorial clara.
En conjunto, estos hallazgos respaldan de manera sólida la fiabilidad del CECAP en la población adolescente,
posicionándolo como una herramienta adecuada para evaluar creencias y emociones sobre la alimentación y
peso. En cuanto a la estimación de la consistencia interna, se optó por utilizar el omega de McDonald, a
diferencia de estudios previos que emplearon el alfa de Cronbach, ya que proporciona estimaciones más
precisas en presencia de cargas factoriales desiguales o estructuras multidimensionales. Como sostiene
Ventura-León
(56)
, el alfa de Cronbach puede generar estimaciones poco confiables, recomendando el uso del
omega como una alternativa más sólida y actualizada.
En cuanto a las limitaciones del estudio, destaca el uso de un muestreo no probabilístico, lo cual restringe la
generalización de los resultados a la población adolescente en conjunto. Adicionalmente, la recolección de
datos mediante autoinforme podría haber estado influenciada por la deseabilidad social; no obstante, se
intentó mitigar este sesgo mediante la sensibilización previa de los participantes respecto a la importancia de
brindar respuestas honestas.
Finalmente, la aplicación del cuestionario se limitó a adolescentes de instituciones educativas de Puno y
Juliaca, lo que podría restringir la representatividad de los hallazgos en relación con la diversidad cultural,
lingüística y socioeconómica presente en otras regiones del país. Por ello, se recomienda que en futuras
investigaciones se utilice una muestra más amplia y representativa, a fin de obtener resultados que reflejen
con mayor precisión dicha diversidad en otras provincias o regiones del país.
CONCLUSIONES
El presente estudio evidenció que la versión adaptada del Cuestionario de Emociones y Creencias sobre la
Alimentación y el Peso (CECAP) presenta adecuadas propiedades psicométricas en adolescentes de la región
de Puno, Perú. La evidencia de validez de contenido mostró vales de V de Aiken superiores a 0,70, lo que
indica una adecuada claridad y pertinencia cultural de los ítems. En cuanto a la validez de constructo, análisis
factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el análisis factorial confirmatorio (CFI = 0,979;
TLI = 0,975; RMSEA = 0,058; SRMR = 0,057) corroboraron una estructura tridimensional consistente con
Finalmente, los coeficientes de omega de McDonald, con valores 0,776 y 0,895, reflejaron una adecuada
consistencia interna en todas las dimensiones del instrumento.
En términos generales, los resultados respaldan el uso del CECAP como un instrumento válido, fiable y
culturalmente pertinente para la evaluación de creencias y emociones alimentarias en adolescentes andinos.
Su implementación en ámbitos educativos y de salud mental favorece la identificación y prevención de
conductas alimentarias de riesgo asociadas a trastornos de la conducta alimentaria. Se sugiere que futuras
investigaciones amplíen el tamaño muestral e incorporen variables contextuales, como el entorno familiar y
las condiciones socioeconómicas, a fin de lograr una comprensión más integral de este fenómeno.
Financiamiento: la investigación fue financiada por los propios autores.
Agradecimientos: Se agradece a los adolescentes y docentes de las instituciones educativas de Puno y Juliaca
por su participación y colaboración durante el desarrollo del estudio.
Conflictos de intereses: Los autores declaran que no existe ningún conflicto de interés financiero, personal o
institucional que pudiera haber influido en los resultados o la interpretación del presente estudio.
Declaración de contribución:Todos los autores contribuyeron de manera equitativa en la concepción, del
estudio, el diseño metodológico, la recolección de datos, el análisis, la interpretación de resultados y la redacción
del manuscrito. Además, revisaron críticamente el contenido, aprobaron la versión final y asumen responsabilidad
conjunta por la integridad y exactitud del trabajo presentado.
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Adaptación y validación del Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el
Peso (CECAP)
Adaptation and validation of the emotions and beliefs about eating and weight questionnaire
(CECAP)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.02
Autores:
Winston Yoel Flores Yana - https://orcid.org/0009-0009-4987-5290
Meljhi Nikol Choquecahua Espinoza - https://orcid.org/0009-0006-8188-7505
Danaly Ceydi Mamani Mamani - https://orcid.org/0009-0004-7823-5093
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Puno, Perú.
Autor de correspondencia: Winston Yoel Flores Yana. Universidad Peruana Unión, Juliaca, Puno, Perú.
Dirección postal: Salida Arequipa, Km 6, Chullunquiani, Juliaca, Perú. Email: winston.flores@upeu.edu.pe.
Teléfono: +51 973733898.
Recibido: 15 de octubre de 2025 Aceptado: 06 de marzo de 2026
RESUMEN
El objetivo del estudio fue adaptar y validar el Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación
y el Peso (CECAP) en adolescentes de la región de Puno, Perú. Participaron 2 072 estudiantes de entre 14 a
18 años, seleccionados mediante un muestreo no probabilístico. La validez de contenido, medida con el
coeficiente V de Aiken, mostró valores por encima de 0.70, lo que evidenció la claridad y pertinencia de los
ítems. El análisis factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el confirmatorio (CFI = 0,996;
TLI = 0,995; RMSEA = 0,051; SRMR = 0,046) mostraron una estructura de tres dimensiones, consistente y
bien alineada con el modelo teórico original. Además, se revisó su la estructura factorial se mantenía igual
apuntaron a una adecuada consistencia interna. En resumen, la versión adaptada del CECAP muestra propiedades
psicométricas apropiadas y resulta valida y confiable, así que puede usarse como una herramienta útil para
evaluar las creencias y las emociones sobre la alimentación y el peso en adolescentes peruanos.
Palabras clave: emociones; adolescente; conducta alimentaria.
ABSTRACT
The aim of this study was to adapt and validate the Questionnaire of Emotions and Beliefs about Food and
Weight (CECAP) in adolescents from the Puno region of Peru. A total of 2,072 students aged 14 to 18 years
participated, selected using non-probability sampling. Content validity, measured using Aiken's V coefficient,
showed values above 0.70, demonstrating the clarity and relevance of the items. Exploratory factor analysis
(KMO = 0.903; Bartlett p < 0.001) and confirmatory factor analysis (CFI = 0.996; TLI = 0.995; RMSEA = 0.051;
SRMR = 0.046) revealed a three-dimensional structure, consistent and well-aligned with the original theoretical
model. Furthermore, the factor structure was verified to be consistent across gender and age groups.
consistency. In summary, the adapted version of the CECAP shows appropriate psychometric properties
and is valid and reliable, so it can be used as a useful tool to assess beliefs and emotions about food and
weight in Peruvian adolescents.
Keywords: Emotions; Adolescent; Eating Behavior.
INTRODUCCIÓN
Las enfermedades no transmisibles ocasionan aproximadamente de cinco millones de muertes al año.
(1)
En
este contexto, se estima que más de 390 millones de jóvenes en el mundo presentan sobrepeso, lo que refleja
una problemática de alcance global.
(2)
En un estudio español con 4 362 adolescentes, se identificó que el 9,6 %
de las chicas y el 1,7 % de los chicos mostraron indicios de trastornos alimentarios, reflejando una mayor
preocupación femenina por la imagen corporal.
(3)
Estos resultados permiten comprender que la influencia de
las emociones en el comportamiento alimentario es relevante, ya que pueden modificar el apetito y la
frecuencia de consumo alimenticio, generando alteraciones en la ingesta.
(4)
Cuando dichas variaciones superan
la capacidad de autorregulación cognitiva y fisiológica, se asocian con riesgos para la salud.
(5)
En el Perú, el Seguro Social de Salud (EsSalud señalo que, durante la pandemia, los casos de trastornos de
conducta alimentaria en adolescentes llegaron a duplicarse, afectando incluso a menores desde los 11 años.
(6)
Asimismo, se estima que el 51 % de la población experimenta inseguridad alimentaria,
(7)
mientras que
aproximadamente el 5 % de los adolescentes presenta alteraciones nutricionales, con mayor prevalencia en
mujeres jóvenes.
(8)
En este contexto, el estigma relacionado con el peso corporal se asocia con la alimentación
emocional, definida como la tendencia a aumentar o reducir la ingesta frente a emociones como la ira,
miedo, tristeza o la ansiedad.
(9)
Estas emociones negativas se relacionan con patrones alimentarios como
adaptativos, entre ellos la sobrealimentación emocional, la cual favorece el consumo elevado de alimentos
altos en grasa y azúcares y limita la capacidad de autoregular la ingesta.
(10)
De manera complementaria, se ha evidenciado que el estrés emocional también incrementa los niveles de
cortisol, lo que puede influir en la elección de alimentos poco saludables como forma de aliviar el malestar.
(11)
Esta dinámica se agrava por la exposición constante al estigma del peso, que eleva el cortisol y fomenta la
preferencia por alimentos calóricos, reforzando los patrones de alimentación emocional.
(12)
A pesar de ello,
el estigma del peso no solo se vincula con la alimentación emocional, sino también con un mayor aislamiento
social y una menor búsqueda de apoyo emocional, intensificando el ciclo de malestar psicológico y los
comportamientos alimentarios desadaptativos.
(13)
La conducta alimentaria está influida por factores socioculturales, creencias, entorno y emociones, los cuales
determinan los hábitos adquiridos en la infancia, lo que condiciona las prácticas alimentarias actuales.
(14)
Estudios realizados en el Perú señalan que los adolescentes presentan un alto riesgo nutricional, enfrentando
problemáticas como el sobrepeso, la obesidad y la anemia, y evidencian la escasez de investigaciones que
analicen los factores socioculturales que influyen en los hábitos alimentarios. Esta situación limita y dificulta
el desarrollo en la implementación de intervenciones en la salud pública que sean pertenecientes desde el
punto de vista cultural.
(15)
Del mismo modo, se ha reconocido que factores individuales, como dificultades
económicas para el acceso de alimentos y la preocupación por el aspecto físico, influyendo significativamente
en las conductas alimentarias de los adolescentes.
(16)
En este sentido, es fundamental abordar el estigma
asociado al peso desde un enfoque integral, considerando tanto aspectos psicológicos como los procesos
fisiológicos.
(17)
En relación con las emociones acerca de la alimentación y el peso, las diferentes reacciones emocionales
tienen efectos significativos a la hora de la ingesta de alimentos, lo cual provoca que el individuo ingiera una
cantidad excesiva de alimentos o viceversa, afectando sus hábitos alimenticios.
(18)
Estas investigaciones
abordan sobre estados emocionales negativos como el miedo o la depresión.
(19,20)
Un análisis psicosomático
ha demostrado que las personas con TCA consumen o dejan de consumir alimentos, ante emociones negativas
como una conducta aprendida orientada a disminuir el malestar emocional.
(21)
Como el comer en exceso en
respuesta a emociones negativas, como la ansiedad o irritabilidad emocional.
(22)
Respecto a las creencias acerca de la alimentación y el peso, se han revisado varios estudios los cuales señalan
que la percepción de la imagen corporal es generada en su mayoría por estereotipos o problemas sociales,
que afectan tanto a los adolescentes como adultos;
(23,24)
asimismo, hace alusión a creencias erróneas, referente
al peso y la alimentación que se asocian con conductas de restricción o exceso alimentario.
(17)
Diversos
medios de comunicación fomentan estereotipos de belleza irrealizables, creando una presión social que
impacta particularmente a los adolescentes y adultos jóvenes.
(25)
Creencias erróneas acerca del control del peso corporal, la autopercepción de una persona no siempre
manifiesta la realidad, dado que el peso está influenciado por muchos factores, como la edad, el género, la
familia, los compañeros, los medios y el origen étnico
(26)
La insatisfacción con la imagen corporal, el disgusto
por el cuerpo y el desdén pueden contribuir a los efectos negativos del aumento de peso en la salud.
(27)
La
forma en que percibimos nuestro peso influye significativamente en cómo nos sentimos con nosotros
mismos, cuando creemos que tener sobrepeso u obesidad es un reflejo de cualidades negativas que puede
dañarnos significativamente en nuestra autoestima.
(28)
Experimentación de emociones agradables al comer, la motivación humana para comer, así como la cantidad,
frecuencia y elección del consumo de alimentos, están influenciadas por variables que no están directamente
relacionadas con las necesidades fisiológicas ni con el valor nutricional de los alimentos, lo cual conlleva a
que cuando las personas hacen referencia a una emoción negativa dan por consecuencia a la ingesta impulsiva;
por otro lado, cuando prevalecen las emociones positivas, el aumento de la alimentación les proporciona
placer.
(29,30)
Adicionalmente, se ha comprobado que una emoción positiva también provoca una mayor ingesta
de alimentos no solo por el placer de consumir los alimentos
(31)
La importancia que se otorga al peso corporal es un asunto altamente ético en el debate público y en la
medicina.
(32–34)
Las normas sociales dictan que tener bajo peso o un peso "normal" es saludable, y los críticos
tratan a las personas con sobrepeso y obesidad: se les atribuye con frecuencia una carga moral, puesto que un
elemento central de la moralidad es que las características personales deseables dictan que el peso debe
ajustarse a estándares sociales predeterminados, por lo que emergen las cualidades morales del esfuerzo y el
autocontrol.
(32,35)
De esta forma, la creencia social de que el peso es controlable y que el exceso de peso refleja
inmoralidad por falta de esfuerzo y autocontrol es muy común tanto en la población general como en personas
que padecen obesidad.
(32,36)
En Europa, específicamente en España se validó el instrumento EES-C aplicada a 199 participantes de 9 a 16
años, confirmó un modelo factorial de cinco dimensiones (CFI = 0,935; GFI = 0,850; AGFI = 0,816; SRMR = 0,066;
(37)
Así también el instrumento IFBS
administrado a 323 jóvenes de 12 a 20 años, presentó una estructura bifactorial con adecuada medida muestral
con indicadores psicológicos y de salud.
(38)
En Barcelona, el EEQ validado en 354 sujetos de 12 a 39 años mostró consistencia interna adecuada en sus
(39)
En Grecia, la
EES-C validada en 139 estudiantes de 9 a 14 años, el AFE explicó el 47,67 % de la varianza total, con
indicadores de adecuación muestral satisfactorios (KMO = 0,869; Bartlett p < 0,001) y con alta consistencia
(40)
Otra versión adaptada de la EES-C en Turquía aplicada a 576 niños y adolescentes
CFI = 0,97), confirmando la robustez psicométrica del instrumento.
(41)
Por otra parte, diversos estudios realizados en América Latina respaldan la validez de estas escalas en distintos
contextos por ejemplo en México el instrumento CECAP, con 1 833 adolescentes de 14 a 18 años mostró
(17)
Y finalmente en Chile el instrumento
CFPQ-Teen aplicado a 473 adolescentes mostró un modelo de cuatro factores con buen ajuste (CFI = 0,965;
invariancia métrica y escalar por género, sin diferencias significativas entre hombres y mujeres.
(42)
Con base a lo expuesto, las bondades del instrumento que se pretende adaptar al contexto peruano, no se
centra en las patologías asociados a los TCA, como muchos otros instrumentos lo realizan; sino, lo que se
busca con este instrumento es indagar las creencias y emociones tanto positivas como negativas sobre la
alimentación y el peso que muchas veces son el detonante de los TCA, que tienen un mayor impacto en los
adolescentes y adultos jóvenes, facilitando la intervención temprana de dicha problemática.
(17)
Por ello, el
objetivo general de la presente investigación fue adaptar y analizar las propiedades psicométricas del
Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el Peso (CECAP) al contexto peruano
y analizar la validez y confiabilidad en jóvenes de la región de Puno; asimismo, tiene como objetivos
específicos determinar la validez de contenido, constructo, la confiabilidad y la invarianza métrica del
cuestionario de emociones y creencias acerca de la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la
región de Puno.
MÉTODO
La investigación es de enfoque psicométrico, centrada en analizar las propiedades psicométricas del instru-
mento, mediante su aplicación, el análisis de puntajes e interpretación de resultados. Asimismo, se empleó
un diseño no experimental, ya que no implica la manipulación de variables, y corresponde a un corte trans-
versal, ya que busca recopilar y analizar datos de un sector de la población en un momento específico.
(43)
Participantes
La población estuvo constituida por jóvenes de las ciudades de Puno y Juliaca, ubicadas en el sur del Perú.
Dicha población es finita, ya que corresponde a un número determinado de estudiantes matriculados en
instituciones educativas de nivel secundario en ambas ciudades durante el año de aplicación del estudio. De
esta población se obtuvo una muestra de 2 072, de los cuales 537 correspondieron a la ciudad de Puno y 1
535 a Juliaca. La muestra se seleccionó mediante un muestreo no probabilístico, de tipo por conveniencia
basado en los criterios de selección y recursos de los investigadores.
(44)
Asimismo, este tamaño muestral
resulta mayor al estándar recomendado para análisis factoriales, que recomienda contar con 20 participantes
por ítem;
(45)
considerando que el instrumento posee 16 ítems, el tamaño mínimo requerido sería 320
participantes, cifra ampliamente superada por la muestra del presente estudio.
Para participar en el estudio se tomó como primer requisito el consentimiento y asentimiento informado, en
la misma línea, los candidatos debían tener entre 14 a 18 años, ambos sexos y que residieron durante la
evaluación en las ciudades de Puno y Juliaca, no se permitió la participación de personas con una nacionalidad
distinta a la peruana, ni de aquellas con alguna discapacidad permanente o temporal que les impidiera
comprender y responder adecuadamente las preguntas. Finalmente, se excluyeron las encuestas que estuvieron
incompletas o que tuvieran respuestas sesgadas en una sola categoría.
Instrumento
El instrumento adaptado en el contexto peruano fue el Cuestionario de emociones y creencias acerca de la
alimentación y el peso (CECAP). Dicho cuestionario es originario de la Ciudad de México y fue creado por
Silva y Gonzáles
(17)
. Este instrumento permite identificar con mayor comprensión las razones que explican
la sobreingesta o subingesta en adolescentes (14 a 18 años), considerando que, en muchos casos, podrían
estar influenciados por creencias inadecuadas o utilizando una alimentación como una estrategia disfuncional
de regulación emocional. El instrumento original consta de tres dimensiones y 16 ítems compuesto por la
escala tipo Likert (Nunca = 1, Algunas veces = 2, Con frecuencia = 3, Siempre = 4). El instrumento muestra
evidencias de validez adecuadas, así también se ha encontrado apropiados índices de bondad de ajuste
-
(17)
Análisis de datos
Dado que el instrumento original se encuentra en idioma español, no fue necesario realizar un proceso de
traducción. No obstante, se llevó a cabo un proceso de adaptación cultural mediante evaluación de validez
de contenido por siete jueces expertos, con el objetivo de verificar la claridad, pertinencia y adecuación
cultural de los ítems al contexto peruano; complementariamente, se usó la fórmula de Penfield y Giacobbi
(46)
al 95 % de confianza bajo un criterio conservador
(47)
que exige que los intervalos de confianza inferiores sean
mayores de 0,7; en cuanto al análisis factorial exploratorio y confirmatorio se optó por dividir los datos en
submuestras equivalentes de 1 036 participantes para cada análisis. El análisis factorial exploratorio exige el
estudio de la linealidad, normalidad y multicolinealidad
(48)
las mismas que se comprobaron mediante una
matriz de correlaciones policóricas (Figura 1). No obstante, para la normalidad se usó la recomendación de
Ferrando y Anguiano-Carrasco
(49)
para comprobar la normalidad multivariada, el análisis arrojó un valor de
inferior al 0,05 que demuestra no normalidad, el mencionado resultado junto a la naturaleza ordinal de los
ítems, se optó por utilizar mínimos cuadrados ordinarios como método de factorización. En cuanto a los
hallazgos del AFC de trabajaron con el estimador WLSMV usando el software R Studio con el paquete
Lavaan, asimismo se optó por un método de rotación oblicua con índices de ajuste como CFI > 0,95; GFI > 0,93;
TLI > 0,90, RMSEA < 0,05, SRMR < 0,08.
(50)
En este sentido, se estimó la confiabilidad por consistencia interna
mediante el coeficiente omega de McDonald por ser un análisis de confiabilidad por consistencia interna
menos sensible a la cantidad de ítems.
(51)
Adicionalmente, se optó por someter el test a procesos de invarianza
métrica por CFA así como determinar baremos para la interpretación de la prueba con base a percentiles.
RESULTADOS
Análisis sociodemográfico
En este estudio participaron 2 072 adolescentes de entre 14 y 17 años, con una proporción ligeramente mayor
de varones (55, 5 %, n = 1 149) en comparación con las mujeres (44, 5 %, n = 923). Más de la mitad tenía
una edad entre 14 y 15 años (59, 9 %, n = 1241) y cursaba el tercer año de secundaria (36, 3 %). La mayoría
provenía de instituciones educativas públicas (84, 5 %, n = 1 751) y vivía con ambos padres (77, 5 %, n = 1605),
lo que sugiere un contexto familiar mayormente estable. En cuanto a su lugar de residencia, tres de cada
cuatro adolescentes residían en la ciudad de Juliaca (73, 7 %, n = 1 527), lo que refleja una predominante
concentración urbana de la muestra.
Tabla 1. Características sociodemográficas de los participantes (N = 2 072)
Nota: F = frecuencia; % = porcentaje. Los porcentajes han sido redondeados a un decimal, por lo que no pueden sumar exactamente
100 %.
Evidencias de validez basada en el contenido
La tabla 2 muestra los índices de validez basados en el contenido del instrumento de 16 ítems. Se encontró
que el 93,75 % de los ítems (15 ítems) demostraron ser claros, importantes para evaluar el constructo y
pertinentes en la dimensión correcta, ya que los limites inferiores del intervalo (Low) se encontraron por
encima de 0,70 valor requerido por un criterio más conservador,
(46)
no obstante, el ítem 2 demostró un intervalo
igual a 0,60 en el criterio relevancia. Otros detalles más específicos identificaron a los ítems 10 y 15 con
intervalos limítrofes a 0,70 en los criterios relevancia y representatividad y solo al ítem 16 en el criterio
relevancia y claridad, mientras que los ítems 7, 12 la conjunción y 13 presentaron índices limítrofes de 0,71
solo en el criterio claridad.
Tabla 2. Coeficientes V de Aiken (IC del 95 %, n = 8)
Nota: M: media aritmética, DE: desviación estándar, V es el coeficiente V de Aiken, Low – Up: son intervalos de confianza inferior
y superior respectivamente.
Evidencia de validez basada en el constructo
La figura 1 muestra un mapa de calor basado en la matriz policórica de los 16 ítems. Se evidencia que los
ítems del 1 al 6 presentaron correlaciones más altas con coeficientes que oscilan entre 0,47 y 0,88, la segunda
zona significativamente correlacionada se encuentra entre los ítems 7 al 11 con coeficientes de correlación
entre 0,55 y 0,76 mientras que la tercera zona entre los ítems 12 al 16 mostro correlación entre 0,37 y 0,61,
lo que evidencia una esperada agrupación de ítems por cada factor muy similar a lo esperado teóricamente,
no obstante, los ítems 12, 14 y 16 mostraron correlaciones entre 0,44 y 0,67 con los ítems del primer factor,
agrupación no previsible estadísticamente.
Figura 1. Matriz policórica
Nota: Los cuadrantes en rojo indican la agrupación esperada desde el enfoque teórico, no representa un análisis adyacente a la
matriz policórica, el valor cercano a 1 se presenta de color azul; mientras que, el rojo al -1 y un color tenue o blanco representa
coeficientes ínfimos.
Análisis factorial exploratorio
El análisis factorial exploratorio obtenido a partir del 50 % inicial de los encuestados dio como resultado una
solución factorial de tres dimensiones con KMO de 0,903 con prueba de esfericidad de Bartlett de 0,000, esta
solución logró explicar el 56,7 % de la varianza con los 16 ítems muy similares a la matriz policórica y teórica
donde el factor 1 se conformó por los ítems 1 al 6, el factor 2 por los ítems 7 al 11, el factor 3 por los ítems
13 y 15 sin embargo los ítems 12, 14 y 16 mostraron cargas más altas dentro del factor 1, al verificar las
cargas superiores a 0.2 se encontró que estos ítems saturan el F3 con cargas de 0,357, 0,270 y 0,229
respectivamente.
Tabla 3. Cargas de los Factores
Nota: El método de rotación aplicado fue oblimin.
Análisis factorial confirmatorio
La tabla 4 presenta los índices de ajuste del modelo obtenidos mediante AFC utilizando modelos de ecuaciones
estructurales. El modelo 1 procesado por rotación oblicua mostró índices de ajuste de modelo, sin embargo al
observar las cargas factoriales y residuos asociados a cada ítem (ver figura 2A) encontramos que el ítem 15
alcanzó un residuo de 0,72, al excluirlo generamos un segundo modelo con mejores índices (TLI = 0,995,
CFI = 0,996, GFI = 0,996, NFI = 0,995, SRMR = 0,046 y RMSEA = 0,051), no obstante, encontramos que
el ítem 13 demostró un residuo de 0,71 (ver figura 2-b) lo que motivo a la exclusión del ítem 13 generando
un tercer modelo con índices de ajuste esperados. A pesar de esto, el modelo 2 se presenta como el más
adecuado, decisión que se discute más adelante.
Tabla 4. Índices de ajuste por CFA
Nota: El modelo 1 se procesó con una estructura basada en tres dimensiones con 16 ítems, el modelo 2 tiene 3 dimensiones con 15
ítems ya que se excluye al ítem 15, el modelo 3 tiene 3 dimensiones sin los ítems 13 y 15. Todos los modelos se procesaron con
rotación oblicua. (*) se trata del modelo elegido como adecuado.
Figura 2. Semplot de los modelos 1 y 2
A)
B)
Invarianza métrica
no sobrepasan 0.01 entre cada método de contraste; esto indica que la escala es equivalente entre varones y
mujeres, así como por edades entre 14 a 15 años y entre 16 y17 años.
Tabla 5. Invarianza métrica por sexo (Masculino = 552, Femenino = 484) y por edad (14 - 15 años = 622,
16 - 17 años = 414)
Confiabilidad por consistencia interna
Se aplicó el coeficiente omega de McDonald en su versión unidimensional con intervalos de confianza del
95 % lo que mostró que la primera dimensión, denominada “Creencias erróneas acerca del control del peso
cuanto a la dimensión “Experimentación de emociones agradables al comer” se evidencio una adecuada
confianza de 0,754 a 0,798.
Tabla 6. Confiabilidad por consistencia interna por factor
DISCUSIÓN
El presente estudio tuvo como objetivo adaptar y validar el cuestionario de emociones y creencias acerca de
la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la región de Puno, considerando el creciente riesgo de
adolescentes presenta algún tipo de TCA, lo cual evidencia la necesidad de contar con herramientas adecuadas
para su detección.
(52)
El CECAP busca evaluar emociones y creencias vinculadas a la alimentación, variables
que, según investigaciones previas, están asociadas al desarrollo de conductas alimentarias desadaptativas.
(53,54)
En este estudio, se buscó asegurar que el CECAP adaptado al contexto peruano realmente mida lo que se
propone, por lo cual se evaluó su validez basada en el contenido. Para ello, se utilizó el coeficiente V de
Aiken, poniendo especial atención en que los ítems fueran claros, relevantes y representativos. Diversos
autores, como Charter
(55)
y Ventura-León,
(56)
sugieren que el umbral de 0,70 para V de Aiken es adecuado
para validar la calidad de los ítems durante la adaptación transcultural. Por ello, la revisión individual de
ítems con valores cercanos al umbral asegura no solo el cumplimiento de estándares estadísticos, sino
también la pertinencia cultural y conceptual del instrumento, fortaleciendo su utilidad práctica en la población
peruana.
Además, se evaluó la validez basada en el constructo del CECAP, utilizando la matriz policórica, una técnica
especialmente recomendada para examinar la estructura interna de escalas tipo Likert.
(57,58)
Los resultados
revelaron tres factores bien definidos que respaldan la estructura teórica original del instrumento, lo que
sugiere que la adaptación al contexto peruano ha sido adecuada.
(17)
No obstante, algunas correlaciones entre
grupos de ítems distintos podrían estar reflejando particularidades culturales o dimensiones compartidas,
algo común en procesos de adaptación transcultural.
(59)
En conjunto, estos hallazgos refuerzan la validez del
constructo y abren la puerta a futuros estudios confirmatorios que permitan seguir afinando la estructura del
instrumento en distintos contextos.
(60)
En cuanto a los hallazgos obtenidos en el Análisis Factorial Exploratorio (AFE) evidenciaron una estructura
tridimensional adecuada, sustentada por un índice de adecuación muestral KMO de 0,903 y una prueba de
esfericidad de Bartlett significativa lo que respalda la pertinencia del análisis y adecuación de los datos para
la reducción factorial.
(61)
Simultáneamente, se utilizó también el método de estimación de mínimos cuadrados
no ponderados (ULS) sobre la matriz de correlaciones policóricas, el cual es recomendado para variables
ordinales como Likert.
(57,62)
De este modo, se realizó el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC), el cual muestra índices de ajuste obtenidos
(CFI = 0,979, TLI = 0,975, RMSEA = 0,058, SRMR = 0,057) se encuentran dentro de los rangos adecuados,
lo que indica que el modelo presenta un buen ajuste.
(1)
Así también, en comparación al instrumento original
muestra resultados favorables, lo que sugiere que la estructura del instrumento es funcional en ambos contextos
culturales.
(17)
En cuanto a las modificaciones del instrumento, se optó por la eliminación del ítem 15 (“Me fijo en el peso
de las personas”), debido a que presentó un residuo estandarizado de 0,72. Aunque el valor no supera el
umbral ya establecido para ser considerado un mal ajuste local (+2,5), sí refleja una discrepancia resaltante
que sugiere una inconsistencia entre el modelo teórico y los datos obtenidos.
(63)
No solo resalta la consideración
estadística, el ítem no reflejaba adecuadamente la intención evaluativa de la dimensión “Importancia que se
le otorga al peso corporal”, ya que hace referencia a una observación externa del peso ajeno, mientras que los
demás ítems de la dimensión se enfocan en creencias internalizadas y autorreferencias acerca del propio
peso, aspecto fundamental en la construcción de la autoimagen corporal.
(17)
Según Ramos et al.
(64)
detalla que la percepción del peso corporal se relaciona estrechamente con la autoestima
y las emociones hacia uno mismo, y no con actitudes evaluativas hacia las demás personas como hace
referencia este ítem. En este sentido, aunque el ítem 13 (“Pienso que el peso de las personas es importante”),
presentó un residuo de 0,71, fue conservado debido a que mantiene mejor ajuste teórico con la dimensión
relacionada al valor asignado al peso corporal en la experiencia personal
(63)
. Asimismo, cabe resaltar que se
respetó el criterio técnico que recomienda mantener un mínimo de cuatro ítems por factor para asegurar
estabilidad en la estimación del constructo y un modelo con mayor consistencia estructural.
(65)
Para comprobar que el CECAP funciona de manera consistente entre diferentes grupos, se realizó un análisis
de invarianza métrica. Los resultados mostraron que la estructura del instrumento se mantiene estable según
el género y la edad, en adolescentes de la región de Puno. El modelo de tres dimensiones y 15 ítems presentó
y los cambios observados entre los modelos configural, métrico, escalar y estricto fueron mínimos,
cumpliendo los estándares propuestos por Chen.
(66)
Los resultados obtenidos coinciden con investigaciones que han confirmado la estabilidad factorial de
instrumentos similares en adolescentes. Perpiña et al.
(37)
validó la Emotional Eating Scale for Children and
Adolescents, confirmando su estructura mediante análisis factorial confirmatorio. De manera similar, Lobera
et al.
(38)
adaptó la versión española de la Irrational Food Beliefs Scale, identificando dimensiones bien definidas
y con adecuados indicadores de validez. En conjunto, estas evidencias refuerzan la solidez del CECAP como
un instrumento útil y confiable para comparar creencias y emociones relacionadas con la alimentación y el
peso en distintos grupos, minimizando posibles sesgos de interpretación.
En cuanto a la confiabilidad, el CECAP fue evaluado mediante el coeficiente omega de McDonald, obteniendo
valores sólidos en cada de sus dimensiones: “Creencias erróneas acerca del control del peso corporal”
Kalogiratou et al.
(40)
REE 20(2) Riobamba may. - ago. 2026
cc
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38
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ISSN-digital 2661-6742
Lobera et al.
(38)
adaptaron una escala sobre creencias irracionales alimentarias en adolescentes, reportando
buena consistencia interna y estructura factorial clara.
En conjunto, estos hallazgos respaldan de manera sólida la fiabilidad del CECAP en la población adolescente,
posicionándolo como una herramienta adecuada para evaluar creencias y emociones sobre la alimentación y
peso. En cuanto a la estimación de la consistencia interna, se optó por utilizar el omega de McDonald, a
diferencia de estudios previos que emplearon el alfa de Cronbach, ya que proporciona estimaciones más
precisas en presencia de cargas factoriales desiguales o estructuras multidimensionales. Como sostiene
Ventura-León
(56)
, el alfa de Cronbach puede generar estimaciones poco confiables, recomendando el uso del
omega como una alternativa más sólida y actualizada.
En cuanto a las limitaciones del estudio, destaca el uso de un muestreo no probabilístico, lo cual restringe la
generalización de los resultados a la población adolescente en conjunto. Adicionalmente, la recolección de
datos mediante autoinforme podría haber estado influenciada por la deseabilidad social; no obstante, se
intentó mitigar este sesgo mediante la sensibilización previa de los participantes respecto a la importancia de
brindar respuestas honestas.
Finalmente, la aplicación del cuestionario se limitó a adolescentes de instituciones educativas de Puno y
Juliaca, lo que podría restringir la representatividad de los hallazgos en relación con la diversidad cultural,
lingüística y socioeconómica presente en otras regiones del país. Por ello, se recomienda que en futuras
investigaciones se utilice una muestra más amplia y representativa, a fin de obtener resultados que reflejen
con mayor precisión dicha diversidad en otras provincias o regiones del país.
CONCLUSIONES
El presente estudio evidenció que la versión adaptada del Cuestionario de Emociones y Creencias sobre la
Alimentación y el Peso (CECAP) presenta adecuadas propiedades psicométricas en adolescentes de la región
de Puno, Perú. La evidencia de validez de contenido mostró vales de V de Aiken superiores a 0,70, lo que
indica una adecuada claridad y pertinencia cultural de los ítems. En cuanto a la validez de constructo, análisis
factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el análisis factorial confirmatorio (CFI = 0,979;
TLI = 0,975; RMSEA = 0,058; SRMR = 0,057) corroboraron una estructura tridimensional consistente con
Finalmente, los coeficientes de omega de McDonald, con valores 0,776 y 0,895, reflejaron una adecuada
consistencia interna en todas las dimensiones del instrumento.
En términos generales, los resultados respaldan el uso del CECAP como un instrumento válido, fiable y
culturalmente pertinente para la evaluación de creencias y emociones alimentarias en adolescentes andinos.
Su implementación en ámbitos educativos y de salud mental favorece la identificación y prevención de
conductas alimentarias de riesgo asociadas a trastornos de la conducta alimentaria. Se sugiere que futuras
investigaciones amplíen el tamaño muestral e incorporen variables contextuales, como el entorno familiar y
las condiciones socioeconómicas, a fin de lograr una comprensión más integral de este fenómeno.
Financiamiento: la investigación fue financiada por los propios autores.
Agradecimientos: Se agradece a los adolescentes y docentes de las instituciones educativas de Puno y Juliaca
por su participación y colaboración durante el desarrollo del estudio.
Conflictos de intereses: Los autores declaran que no existe ningún conflicto de interés financiero, personal o
institucional que pudiera haber influido en los resultados o la interpretación del presente estudio.
Declaración de contribución:Todos los autores contribuyeron de manera equitativa en la concepción, del
estudio, el diseño metodológico, la recolección de datos, el análisis, la interpretación de resultados y la redacción
del manuscrito. Además, revisaron críticamente el contenido, aprobaron la versión final y asumen responsabilidad
conjunta por la integridad y exactitud del trabajo presentado.
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Adaptación y validación del Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el
Peso (CECAP)
Adaptation and validation of the emotions and beliefs about eating and weight questionnaire
(CECAP)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.02
Autores:
Winston Yoel Flores Yana - https://orcid.org/0009-0009-4987-5290
Meljhi Nikol Choquecahua Espinoza - https://orcid.org/0009-0006-8188-7505
Danaly Ceydi Mamani Mamani - https://orcid.org/0009-0004-7823-5093
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Puno, Perú.
Autor de correspondencia: Winston Yoel Flores Yana. Universidad Peruana Unión, Juliaca, Puno, Perú.
Dirección postal: Salida Arequipa, Km 6, Chullunquiani, Juliaca, Perú. Email: winston.flores@upeu.edu.pe.
Teléfono: +51 973733898.
Recibido: 15 de octubre de 2025 Aceptado: 06 de marzo de 2026
RESUMEN
El objetivo del estudio fue adaptar y validar el Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación
y el Peso (CECAP) en adolescentes de la región de Puno, Perú. Participaron 2 072 estudiantes de entre 14 a
18 años, seleccionados mediante un muestreo no probabilístico. La validez de contenido, medida con el
coeficiente V de Aiken, mostró valores por encima de 0.70, lo que evidenció la claridad y pertinencia de los
ítems. El análisis factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el confirmatorio (CFI = 0,996;
TLI = 0,995; RMSEA = 0,051; SRMR = 0,046) mostraron una estructura de tres dimensiones, consistente y
bien alineada con el modelo teórico original. Además, se revisó su la estructura factorial se mantenía igual
apuntaron a una adecuada consistencia interna. En resumen, la versión adaptada del CECAP muestra propiedades
psicométricas apropiadas y resulta valida y confiable, así que puede usarse como una herramienta útil para
evaluar las creencias y las emociones sobre la alimentación y el peso en adolescentes peruanos.
Palabras clave: emociones; adolescente; conducta alimentaria.
ABSTRACT
The aim of this study was to adapt and validate the Questionnaire of Emotions and Beliefs about Food and
Weight (CECAP) in adolescents from the Puno region of Peru. A total of 2,072 students aged 14 to 18 years
participated, selected using non-probability sampling. Content validity, measured using Aiken's V coefficient,
showed values above 0.70, demonstrating the clarity and relevance of the items. Exploratory factor analysis
(KMO = 0.903; Bartlett p < 0.001) and confirmatory factor analysis (CFI = 0.996; TLI = 0.995; RMSEA = 0.051;
SRMR = 0.046) revealed a three-dimensional structure, consistent and well-aligned with the original theoretical
model. Furthermore, the factor structure was verified to be consistent across gender and age groups.
consistency. In summary, the adapted version of the CECAP shows appropriate psychometric properties
and is valid and reliable, so it can be used as a useful tool to assess beliefs and emotions about food and
weight in Peruvian adolescents.
Keywords: Emotions; Adolescent; Eating Behavior.
INTRODUCCIÓN
Las enfermedades no transmisibles ocasionan aproximadamente de cinco millones de muertes al año.
(1)
En
este contexto, se estima que más de 390 millones de jóvenes en el mundo presentan sobrepeso, lo que refleja
una problemática de alcance global.
(2)
En un estudio español con 4 362 adolescentes, se identificó que el 9,6 %
de las chicas y el 1,7 % de los chicos mostraron indicios de trastornos alimentarios, reflejando una mayor
preocupación femenina por la imagen corporal.
(3)
Estos resultados permiten comprender que la influencia de
las emociones en el comportamiento alimentario es relevante, ya que pueden modificar el apetito y la
frecuencia de consumo alimenticio, generando alteraciones en la ingesta.
(4)
Cuando dichas variaciones superan
la capacidad de autorregulación cognitiva y fisiológica, se asocian con riesgos para la salud.
(5)
En el Perú, el Seguro Social de Salud (EsSalud señalo que, durante la pandemia, los casos de trastornos de
conducta alimentaria en adolescentes llegaron a duplicarse, afectando incluso a menores desde los 11 años.
(6)
Asimismo, se estima que el 51 % de la población experimenta inseguridad alimentaria,
(7)
mientras que
aproximadamente el 5 % de los adolescentes presenta alteraciones nutricionales, con mayor prevalencia en
mujeres jóvenes.
(8)
En este contexto, el estigma relacionado con el peso corporal se asocia con la alimentación
emocional, definida como la tendencia a aumentar o reducir la ingesta frente a emociones como la ira,
miedo, tristeza o la ansiedad.
(9)
Estas emociones negativas se relacionan con patrones alimentarios como
adaptativos, entre ellos la sobrealimentación emocional, la cual favorece el consumo elevado de alimentos
altos en grasa y azúcares y limita la capacidad de autoregular la ingesta.
(10)
De manera complementaria, se ha evidenciado que el estrés emocional también incrementa los niveles de
cortisol, lo que puede influir en la elección de alimentos poco saludables como forma de aliviar el malestar.
(11)
Esta dinámica se agrava por la exposición constante al estigma del peso, que eleva el cortisol y fomenta la
preferencia por alimentos calóricos, reforzando los patrones de alimentación emocional.
(12)
A pesar de ello,
el estigma del peso no solo se vincula con la alimentación emocional, sino también con un mayor aislamiento
social y una menor búsqueda de apoyo emocional, intensificando el ciclo de malestar psicológico y los
comportamientos alimentarios desadaptativos.
(13)
La conducta alimentaria está influida por factores socioculturales, creencias, entorno y emociones, los cuales
determinan los hábitos adquiridos en la infancia, lo que condiciona las prácticas alimentarias actuales.
(14)
Estudios realizados en el Perú señalan que los adolescentes presentan un alto riesgo nutricional, enfrentando
problemáticas como el sobrepeso, la obesidad y la anemia, y evidencian la escasez de investigaciones que
analicen los factores socioculturales que influyen en los hábitos alimentarios. Esta situación limita y dificulta
el desarrollo en la implementación de intervenciones en la salud pública que sean pertenecientes desde el
punto de vista cultural.
(15)
Del mismo modo, se ha reconocido que factores individuales, como dificultades
económicas para el acceso de alimentos y la preocupación por el aspecto físico, influyendo significativamente
en las conductas alimentarias de los adolescentes.
(16)
En este sentido, es fundamental abordar el estigma
asociado al peso desde un enfoque integral, considerando tanto aspectos psicológicos como los procesos
fisiológicos.
(17)
En relación con las emociones acerca de la alimentación y el peso, las diferentes reacciones emocionales
tienen efectos significativos a la hora de la ingesta de alimentos, lo cual provoca que el individuo ingiera una
cantidad excesiva de alimentos o viceversa, afectando sus hábitos alimenticios.
(18)
Estas investigaciones
abordan sobre estados emocionales negativos como el miedo o la depresión.
(19,20)
Un análisis psicosomático
ha demostrado que las personas con TCA consumen o dejan de consumir alimentos, ante emociones negativas
como una conducta aprendida orientada a disminuir el malestar emocional.
(21)
Como el comer en exceso en
respuesta a emociones negativas, como la ansiedad o irritabilidad emocional.
(22)
Respecto a las creencias acerca de la alimentación y el peso, se han revisado varios estudios los cuales señalan
que la percepción de la imagen corporal es generada en su mayoría por estereotipos o problemas sociales,
que afectan tanto a los adolescentes como adultos;
(23,24)
asimismo, hace alusión a creencias erróneas, referente
al peso y la alimentación que se asocian con conductas de restricción o exceso alimentario.
(17)
Diversos
medios de comunicación fomentan estereotipos de belleza irrealizables, creando una presión social que
impacta particularmente a los adolescentes y adultos jóvenes.
(25)
Creencias erróneas acerca del control del peso corporal, la autopercepción de una persona no siempre
manifiesta la realidad, dado que el peso está influenciado por muchos factores, como la edad, el género, la
familia, los compañeros, los medios y el origen étnico
(26)
La insatisfacción con la imagen corporal, el disgusto
por el cuerpo y el desdén pueden contribuir a los efectos negativos del aumento de peso en la salud.
(27)
La
forma en que percibimos nuestro peso influye significativamente en cómo nos sentimos con nosotros
mismos, cuando creemos que tener sobrepeso u obesidad es un reflejo de cualidades negativas que puede
dañarnos significativamente en nuestra autoestima.
(28)
Experimentación de emociones agradables al comer, la motivación humana para comer, así como la cantidad,
frecuencia y elección del consumo de alimentos, están influenciadas por variables que no están directamente
relacionadas con las necesidades fisiológicas ni con el valor nutricional de los alimentos, lo cual conlleva a
que cuando las personas hacen referencia a una emoción negativa dan por consecuencia a la ingesta impulsiva;
por otro lado, cuando prevalecen las emociones positivas, el aumento de la alimentación les proporciona
placer.
(29,30)
Adicionalmente, se ha comprobado que una emoción positiva también provoca una mayor ingesta
de alimentos no solo por el placer de consumir los alimentos
(31)
La importancia que se otorga al peso corporal es un asunto altamente ético en el debate público y en la
medicina.
(32–34)
Las normas sociales dictan que tener bajo peso o un peso "normal" es saludable, y los críticos
tratan a las personas con sobrepeso y obesidad: se les atribuye con frecuencia una carga moral, puesto que un
elemento central de la moralidad es que las características personales deseables dictan que el peso debe
ajustarse a estándares sociales predeterminados, por lo que emergen las cualidades morales del esfuerzo y el
autocontrol.
(32,35)
De esta forma, la creencia social de que el peso es controlable y que el exceso de peso refleja
inmoralidad por falta de esfuerzo y autocontrol es muy común tanto en la población general como en personas
que padecen obesidad.
(32,36)
En Europa, específicamente en España se validó el instrumento EES-C aplicada a 199 participantes de 9 a 16
años, confirmó un modelo factorial de cinco dimensiones (CFI = 0,935; GFI = 0,850; AGFI = 0,816; SRMR = 0,066;
(37)
Así también el instrumento IFBS
administrado a 323 jóvenes de 12 a 20 años, presentó una estructura bifactorial con adecuada medida muestral
con indicadores psicológicos y de salud.
(38)
En Barcelona, el EEQ validado en 354 sujetos de 12 a 39 años mostró consistencia interna adecuada en sus
(39)
En Grecia, la
EES-C validada en 139 estudiantes de 9 a 14 años, el AFE explicó el 47,67 % de la varianza total, con
indicadores de adecuación muestral satisfactorios (KMO = 0,869; Bartlett p < 0,001) y con alta consistencia
(40)
Otra versión adaptada de la EES-C en Turquía aplicada a 576 niños y adolescentes
CFI = 0,97), confirmando la robustez psicométrica del instrumento.
(41)
Por otra parte, diversos estudios realizados en América Latina respaldan la validez de estas escalas en distintos
contextos por ejemplo en México el instrumento CECAP, con 1 833 adolescentes de 14 a 18 años mostró
(17)
Y finalmente en Chile el instrumento
CFPQ-Teen aplicado a 473 adolescentes mostró un modelo de cuatro factores con buen ajuste (CFI = 0,965;
invariancia métrica y escalar por género, sin diferencias significativas entre hombres y mujeres.
(42)
Con base a lo expuesto, las bondades del instrumento que se pretende adaptar al contexto peruano, no se
centra en las patologías asociados a los TCA, como muchos otros instrumentos lo realizan; sino, lo que se
busca con este instrumento es indagar las creencias y emociones tanto positivas como negativas sobre la
alimentación y el peso que muchas veces son el detonante de los TCA, que tienen un mayor impacto en los
adolescentes y adultos jóvenes, facilitando la intervención temprana de dicha problemática.
(17)
Por ello, el
objetivo general de la presente investigación fue adaptar y analizar las propiedades psicométricas del
Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el Peso (CECAP) al contexto peruano
y analizar la validez y confiabilidad en jóvenes de la región de Puno; asimismo, tiene como objetivos
específicos determinar la validez de contenido, constructo, la confiabilidad y la invarianza métrica del
cuestionario de emociones y creencias acerca de la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la
región de Puno.
MÉTODO
La investigación es de enfoque psicométrico, centrada en analizar las propiedades psicométricas del instru-
mento, mediante su aplicación, el análisis de puntajes e interpretación de resultados. Asimismo, se empleó
un diseño no experimental, ya que no implica la manipulación de variables, y corresponde a un corte trans-
versal, ya que busca recopilar y analizar datos de un sector de la población en un momento específico.
(43)
Participantes
La población estuvo constituida por jóvenes de las ciudades de Puno y Juliaca, ubicadas en el sur del Perú.
Dicha población es finita, ya que corresponde a un número determinado de estudiantes matriculados en
instituciones educativas de nivel secundario en ambas ciudades durante el año de aplicación del estudio. De
esta población se obtuvo una muestra de 2 072, de los cuales 537 correspondieron a la ciudad de Puno y 1
535 a Juliaca. La muestra se seleccionó mediante un muestreo no probabilístico, de tipo por conveniencia
basado en los criterios de selección y recursos de los investigadores.
(44)
Asimismo, este tamaño muestral
resulta mayor al estándar recomendado para análisis factoriales, que recomienda contar con 20 participantes
por ítem;
(45)
considerando que el instrumento posee 16 ítems, el tamaño mínimo requerido sería 320
participantes, cifra ampliamente superada por la muestra del presente estudio.
Para participar en el estudio se tomó como primer requisito el consentimiento y asentimiento informado, en
la misma línea, los candidatos debían tener entre 14 a 18 años, ambos sexos y que residieron durante la
evaluación en las ciudades de Puno y Juliaca, no se permitió la participación de personas con una nacionalidad
distinta a la peruana, ni de aquellas con alguna discapacidad permanente o temporal que les impidiera
comprender y responder adecuadamente las preguntas. Finalmente, se excluyeron las encuestas que estuvieron
incompletas o que tuvieran respuestas sesgadas en una sola categoría.
Instrumento
El instrumento adaptado en el contexto peruano fue el Cuestionario de emociones y creencias acerca de la
alimentación y el peso (CECAP). Dicho cuestionario es originario de la Ciudad de México y fue creado por
Silva y Gonzáles
(17)
. Este instrumento permite identificar con mayor comprensión las razones que explican
la sobreingesta o subingesta en adolescentes (14 a 18 años), considerando que, en muchos casos, podrían
estar influenciados por creencias inadecuadas o utilizando una alimentación como una estrategia disfuncional
de regulación emocional. El instrumento original consta de tres dimensiones y 16 ítems compuesto por la
escala tipo Likert (Nunca = 1, Algunas veces = 2, Con frecuencia = 3, Siempre = 4). El instrumento muestra
evidencias de validez adecuadas, así también se ha encontrado apropiados índices de bondad de ajuste
-
(17)
Análisis de datos
Dado que el instrumento original se encuentra en idioma español, no fue necesario realizar un proceso de
traducción. No obstante, se llevó a cabo un proceso de adaptación cultural mediante evaluación de validez
de contenido por siete jueces expertos, con el objetivo de verificar la claridad, pertinencia y adecuación
cultural de los ítems al contexto peruano; complementariamente, se usó la fórmula de Penfield y Giacobbi
(46)
al 95 % de confianza bajo un criterio conservador
(47)
que exige que los intervalos de confianza inferiores sean
mayores de 0,7; en cuanto al análisis factorial exploratorio y confirmatorio se optó por dividir los datos en
submuestras equivalentes de 1 036 participantes para cada análisis. El análisis factorial exploratorio exige el
estudio de la linealidad, normalidad y multicolinealidad
(48)
las mismas que se comprobaron mediante una
matriz de correlaciones policóricas (Figura 1). No obstante, para la normalidad se usó la recomendación de
Ferrando y Anguiano-Carrasco
(49)
para comprobar la normalidad multivariada, el análisis arrojó un valor de
inferior al 0,05 que demuestra no normalidad, el mencionado resultado junto a la naturaleza ordinal de los
ítems, se optó por utilizar mínimos cuadrados ordinarios como método de factorización. En cuanto a los
hallazgos del AFC de trabajaron con el estimador WLSMV usando el software R Studio con el paquete
Lavaan, asimismo se optó por un método de rotación oblicua con índices de ajuste como CFI > 0,95; GFI > 0,93;
TLI > 0,90, RMSEA < 0,05, SRMR < 0,08.
(50)
En este sentido, se estimó la confiabilidad por consistencia interna
mediante el coeficiente omega de McDonald por ser un análisis de confiabilidad por consistencia interna
menos sensible a la cantidad de ítems.
(51)
Adicionalmente, se optó por someter el test a procesos de invarianza
métrica por CFA así como determinar baremos para la interpretación de la prueba con base a percentiles.
RESULTADOS
Análisis sociodemográfico
En este estudio participaron 2 072 adolescentes de entre 14 y 17 años, con una proporción ligeramente mayor
de varones (55, 5 %, n = 1 149) en comparación con las mujeres (44, 5 %, n = 923). Más de la mitad tenía
una edad entre 14 y 15 años (59, 9 %, n = 1241) y cursaba el tercer año de secundaria (36, 3 %). La mayoría
provenía de instituciones educativas públicas (84, 5 %, n = 1 751) y vivía con ambos padres (77, 5 %, n = 1605),
lo que sugiere un contexto familiar mayormente estable. En cuanto a su lugar de residencia, tres de cada
cuatro adolescentes residían en la ciudad de Juliaca (73, 7 %, n = 1 527), lo que refleja una predominante
concentración urbana de la muestra.
Tabla 1. Características sociodemográficas de los participantes (N = 2 072)
Nota: F = frecuencia; % = porcentaje. Los porcentajes han sido redondeados a un decimal, por lo que no pueden sumar exactamente
100 %.
Evidencias de validez basada en el contenido
La tabla 2 muestra los índices de validez basados en el contenido del instrumento de 16 ítems. Se encontró
que el 93,75 % de los ítems (15 ítems) demostraron ser claros, importantes para evaluar el constructo y
pertinentes en la dimensión correcta, ya que los limites inferiores del intervalo (Low) se encontraron por
encima de 0,70 valor requerido por un criterio más conservador,
(46)
no obstante, el ítem 2 demostró un intervalo
igual a 0,60 en el criterio relevancia. Otros detalles más específicos identificaron a los ítems 10 y 15 con
intervalos limítrofes a 0,70 en los criterios relevancia y representatividad y solo al ítem 16 en el criterio
relevancia y claridad, mientras que los ítems 7, 12 la conjunción y 13 presentaron índices limítrofes de 0,71
solo en el criterio claridad.
Tabla 2. Coeficientes V de Aiken (IC del 95 %, n = 8)
Nota: M: media aritmética, DE: desviación estándar, V es el coeficiente V de Aiken, Low – Up: son intervalos de confianza inferior
y superior respectivamente.
Evidencia de validez basada en el constructo
La figura 1 muestra un mapa de calor basado en la matriz policórica de los 16 ítems. Se evidencia que los
ítems del 1 al 6 presentaron correlaciones más altas con coeficientes que oscilan entre 0,47 y 0,88, la segunda
zona significativamente correlacionada se encuentra entre los ítems 7 al 11 con coeficientes de correlación
entre 0,55 y 0,76 mientras que la tercera zona entre los ítems 12 al 16 mostro correlación entre 0,37 y 0,61,
lo que evidencia una esperada agrupación de ítems por cada factor muy similar a lo esperado teóricamente,
no obstante, los ítems 12, 14 y 16 mostraron correlaciones entre 0,44 y 0,67 con los ítems del primer factor,
agrupación no previsible estadísticamente.
Figura 1. Matriz policórica
Nota: Los cuadrantes en rojo indican la agrupación esperada desde el enfoque teórico, no representa un análisis adyacente a la
matriz policórica, el valor cercano a 1 se presenta de color azul; mientras que, el rojo al -1 y un color tenue o blanco representa
coeficientes ínfimos.
Análisis factorial exploratorio
El análisis factorial exploratorio obtenido a partir del 50 % inicial de los encuestados dio como resultado una
solución factorial de tres dimensiones con KMO de 0,903 con prueba de esfericidad de Bartlett de 0,000, esta
solución logró explicar el 56,7 % de la varianza con los 16 ítems muy similares a la matriz policórica y teórica
donde el factor 1 se conformó por los ítems 1 al 6, el factor 2 por los ítems 7 al 11, el factor 3 por los ítems
13 y 15 sin embargo los ítems 12, 14 y 16 mostraron cargas más altas dentro del factor 1, al verificar las
cargas superiores a 0.2 se encontró que estos ítems saturan el F3 con cargas de 0,357, 0,270 y 0,229
respectivamente.
Tabla 3. Cargas de los Factores
Nota: El método de rotación aplicado fue oblimin.
Análisis factorial confirmatorio
La tabla 4 presenta los índices de ajuste del modelo obtenidos mediante AFC utilizando modelos de ecuaciones
estructurales. El modelo 1 procesado por rotación oblicua mostró índices de ajuste de modelo, sin embargo al
observar las cargas factoriales y residuos asociados a cada ítem (ver figura 2A) encontramos que el ítem 15
alcanzó un residuo de 0,72, al excluirlo generamos un segundo modelo con mejores índices (TLI = 0,995,
CFI = 0,996, GFI = 0,996, NFI = 0,995, SRMR = 0,046 y RMSEA = 0,051), no obstante, encontramos que
el ítem 13 demostró un residuo de 0,71 (ver figura 2-b) lo que motivo a la exclusión del ítem 13 generando
un tercer modelo con índices de ajuste esperados. A pesar de esto, el modelo 2 se presenta como el más
adecuado, decisión que se discute más adelante.
Tabla 4. Índices de ajuste por CFA
Nota: El modelo 1 se procesó con una estructura basada en tres dimensiones con 16 ítems, el modelo 2 tiene 3 dimensiones con 15
ítems ya que se excluye al ítem 15, el modelo 3 tiene 3 dimensiones sin los ítems 13 y 15. Todos los modelos se procesaron con
rotación oblicua. (*) se trata del modelo elegido como adecuado.
Figura 2. Semplot de los modelos 1 y 2
A)
B)
Invarianza métrica
no sobrepasan 0.01 entre cada método de contraste; esto indica que la escala es equivalente entre varones y
mujeres, así como por edades entre 14 a 15 años y entre 16 y17 años.
Tabla 5. Invarianza métrica por sexo (Masculino = 552, Femenino = 484) y por edad (14 - 15 años = 622,
16 - 17 años = 414)
Confiabilidad por consistencia interna
Se aplicó el coeficiente omega de McDonald en su versión unidimensional con intervalos de confianza del
95 % lo que mostró que la primera dimensión, denominada “Creencias erróneas acerca del control del peso
cuanto a la dimensión “Experimentación de emociones agradables al comer” se evidencio una adecuada
confianza de 0,754 a 0,798.
Tabla 6. Confiabilidad por consistencia interna por factor
DISCUSIÓN
El presente estudio tuvo como objetivo adaptar y validar el cuestionario de emociones y creencias acerca de
la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la región de Puno, considerando el creciente riesgo de
adolescentes presenta algún tipo de TCA, lo cual evidencia la necesidad de contar con herramientas adecuadas
para su detección.
(52)
El CECAP busca evaluar emociones y creencias vinculadas a la alimentación, variables
que, según investigaciones previas, están asociadas al desarrollo de conductas alimentarias desadaptativas.
(53,54)
En este estudio, se buscó asegurar que el CECAP adaptado al contexto peruano realmente mida lo que se
propone, por lo cual se evaluó su validez basada en el contenido. Para ello, se utilizó el coeficiente V de
Aiken, poniendo especial atención en que los ítems fueran claros, relevantes y representativos. Diversos
autores, como Charter
(55)
y Ventura-León,
(56)
sugieren que el umbral de 0,70 para V de Aiken es adecuado
para validar la calidad de los ítems durante la adaptación transcultural. Por ello, la revisión individual de
ítems con valores cercanos al umbral asegura no solo el cumplimiento de estándares estadísticos, sino
también la pertinencia cultural y conceptual del instrumento, fortaleciendo su utilidad práctica en la población
peruana.
Además, se evaluó la validez basada en el constructo del CECAP, utilizando la matriz policórica, una técnica
especialmente recomendada para examinar la estructura interna de escalas tipo Likert.
(57,58)
Los resultados
revelaron tres factores bien definidos que respaldan la estructura teórica original del instrumento, lo que
sugiere que la adaptación al contexto peruano ha sido adecuada.
(17)
No obstante, algunas correlaciones entre
grupos de ítems distintos podrían estar reflejando particularidades culturales o dimensiones compartidas,
algo común en procesos de adaptación transcultural.
(59)
En conjunto, estos hallazgos refuerzan la validez del
constructo y abren la puerta a futuros estudios confirmatorios que permitan seguir afinando la estructura del
instrumento en distintos contextos.
(60)
En cuanto a los hallazgos obtenidos en el Análisis Factorial Exploratorio (AFE) evidenciaron una estructura
tridimensional adecuada, sustentada por un índice de adecuación muestral KMO de 0,903 y una prueba de
esfericidad de Bartlett significativa lo que respalda la pertinencia del análisis y adecuación de los datos para
la reducción factorial.
(61)
Simultáneamente, se utilizó también el método de estimación de mínimos cuadrados
no ponderados (ULS) sobre la matriz de correlaciones policóricas, el cual es recomendado para variables
ordinales como Likert.
(57,62)
De este modo, se realizó el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC), el cual muestra índices de ajuste obtenidos
(CFI = 0,979, TLI = 0,975, RMSEA = 0,058, SRMR = 0,057) se encuentran dentro de los rangos adecuados,
lo que indica que el modelo presenta un buen ajuste.
(1)
Así también, en comparación al instrumento original
muestra resultados favorables, lo que sugiere que la estructura del instrumento es funcional en ambos contextos
culturales.
(17)
En cuanto a las modificaciones del instrumento, se optó por la eliminación del ítem 15 (“Me fijo en el peso
de las personas”), debido a que presentó un residuo estandarizado de 0,72. Aunque el valor no supera el
umbral ya establecido para ser considerado un mal ajuste local (+2,5), sí refleja una discrepancia resaltante
que sugiere una inconsistencia entre el modelo teórico y los datos obtenidos.
(63)
No solo resalta la consideración
estadística, el ítem no reflejaba adecuadamente la intención evaluativa de la dimensión “Importancia que se
le otorga al peso corporal”, ya que hace referencia a una observación externa del peso ajeno, mientras que los
demás ítems de la dimensión se enfocan en creencias internalizadas y autorreferencias acerca del propio
peso, aspecto fundamental en la construcción de la autoimagen corporal.
(17)
Según Ramos et al.
(64)
detalla que la percepción del peso corporal se relaciona estrechamente con la autoestima
y las emociones hacia uno mismo, y no con actitudes evaluativas hacia las demás personas como hace
referencia este ítem. En este sentido, aunque el ítem 13 (“Pienso que el peso de las personas es importante”),
presentó un residuo de 0,71, fue conservado debido a que mantiene mejor ajuste teórico con la dimensión
relacionada al valor asignado al peso corporal en la experiencia personal
(63)
. Asimismo, cabe resaltar que se
respetó el criterio técnico que recomienda mantener un mínimo de cuatro ítems por factor para asegurar
estabilidad en la estimación del constructo y un modelo con mayor consistencia estructural.
(65)
Para comprobar que el CECAP funciona de manera consistente entre diferentes grupos, se realizó un análisis
de invarianza métrica. Los resultados mostraron que la estructura del instrumento se mantiene estable según
el género y la edad, en adolescentes de la región de Puno. El modelo de tres dimensiones y 15 ítems presentó
y los cambios observados entre los modelos configural, métrico, escalar y estricto fueron mínimos,
cumpliendo los estándares propuestos por Chen.
(66)
Los resultados obtenidos coinciden con investigaciones que han confirmado la estabilidad factorial de
instrumentos similares en adolescentes. Perpiña et al.
(37)
validó la Emotional Eating Scale for Children and
Adolescents, confirmando su estructura mediante análisis factorial confirmatorio. De manera similar, Lobera
et al.
(38)
adaptó la versión española de la Irrational Food Beliefs Scale, identificando dimensiones bien definidas
y con adecuados indicadores de validez. En conjunto, estas evidencias refuerzan la solidez del CECAP como
un instrumento útil y confiable para comparar creencias y emociones relacionadas con la alimentación y el
peso en distintos grupos, minimizando posibles sesgos de interpretación.
En cuanto a la confiabilidad, el CECAP fue evaluado mediante el coeficiente omega de McDonald, obteniendo
valores sólidos en cada de sus dimensiones: “Creencias erróneas acerca del control del peso corporal”
Kalogiratou et al.
(40)
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39
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ISSN-digital 2661-6742
Lobera et al.
(38)
adaptaron una escala sobre creencias irracionales alimentarias en adolescentes, reportando
buena consistencia interna y estructura factorial clara.
En conjunto, estos hallazgos respaldan de manera sólida la fiabilidad del CECAP en la población adolescente,
posicionándolo como una herramienta adecuada para evaluar creencias y emociones sobre la alimentación y
peso. En cuanto a la estimación de la consistencia interna, se optó por utilizar el omega de McDonald, a
diferencia de estudios previos que emplearon el alfa de Cronbach, ya que proporciona estimaciones más
precisas en presencia de cargas factoriales desiguales o estructuras multidimensionales. Como sostiene
Ventura-León
(56)
, el alfa de Cronbach puede generar estimaciones poco confiables, recomendando el uso del
omega como una alternativa más sólida y actualizada.
En cuanto a las limitaciones del estudio, destaca el uso de un muestreo no probabilístico, lo cual restringe la
generalización de los resultados a la población adolescente en conjunto. Adicionalmente, la recolección de
datos mediante autoinforme podría haber estado influenciada por la deseabilidad social; no obstante, se
intentó mitigar este sesgo mediante la sensibilización previa de los participantes respecto a la importancia de
brindar respuestas honestas.
Finalmente, la aplicación del cuestionario se limitó a adolescentes de instituciones educativas de Puno y
Juliaca, lo que podría restringir la representatividad de los hallazgos en relación con la diversidad cultural,
lingüística y socioeconómica presente en otras regiones del país. Por ello, se recomienda que en futuras
investigaciones se utilice una muestra más amplia y representativa, a fin de obtener resultados que reflejen
con mayor precisión dicha diversidad en otras provincias o regiones del país.
CONCLUSIONES
El presente estudio evidenció que la versión adaptada del Cuestionario de Emociones y Creencias sobre la
Alimentación y el Peso (CECAP) presenta adecuadas propiedades psicométricas en adolescentes de la región
de Puno, Perú. La evidencia de validez de contenido mostró vales de V de Aiken superiores a 0,70, lo que
indica una adecuada claridad y pertinencia cultural de los ítems. En cuanto a la validez de constructo, análisis
factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el análisis factorial confirmatorio (CFI = 0,979;
TLI = 0,975; RMSEA = 0,058; SRMR = 0,057) corroboraron una estructura tridimensional consistente con
Finalmente, los coeficientes de omega de McDonald, con valores 0,776 y 0,895, reflejaron una adecuada
consistencia interna en todas las dimensiones del instrumento.
En términos generales, los resultados respaldan el uso del CECAP como un instrumento válido, fiable y
culturalmente pertinente para la evaluación de creencias y emociones alimentarias en adolescentes andinos.
Su implementación en ámbitos educativos y de salud mental favorece la identificación y prevención de
conductas alimentarias de riesgo asociadas a trastornos de la conducta alimentaria. Se sugiere que futuras
investigaciones amplíen el tamaño muestral e incorporen variables contextuales, como el entorno familiar y
las condiciones socioeconómicas, a fin de lograr una comprensión más integral de este fenómeno.
Financiamiento: la investigación fue financiada por los propios autores.
Agradecimientos: Se agradece a los adolescentes y docentes de las instituciones educativas de Puno y Juliaca
por su participación y colaboración durante el desarrollo del estudio.
Conflictos de intereses: Los autores declaran que no existe ningún conflicto de interés financiero, personal o
institucional que pudiera haber influido en los resultados o la interpretación del presente estudio.
Declaración de contribución:Todos los autores contribuyeron de manera equitativa en la concepción, del
estudio, el diseño metodológico, la recolección de datos, el análisis, la interpretación de resultados y la redacción
del manuscrito. Además, revisaron críticamente el contenido, aprobaron la versión final y asumen responsabilidad
conjunta por la integridad y exactitud del trabajo presentado.
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Adaptación y validación del Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el
Peso (CECAP)
Adaptation and validation of the emotions and beliefs about eating and weight questionnaire
(CECAP)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.02
Autores:
Winston Yoel Flores Yana - https://orcid.org/0009-0009-4987-5290
Meljhi Nikol Choquecahua Espinoza - https://orcid.org/0009-0006-8188-7505
Danaly Ceydi Mamani Mamani - https://orcid.org/0009-0004-7823-5093
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Puno, Perú.
Autor de correspondencia: Winston Yoel Flores Yana. Universidad Peruana Unión, Juliaca, Puno, Perú.
Dirección postal: Salida Arequipa, Km 6, Chullunquiani, Juliaca, Perú. Email: winston.flores@upeu.edu.pe.
Teléfono: +51 973733898.
Recibido: 15 de octubre de 2025 Aceptado: 06 de marzo de 2026
RESUMEN
El objetivo del estudio fue adaptar y validar el Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación
y el Peso (CECAP) en adolescentes de la región de Puno, Perú. Participaron 2 072 estudiantes de entre 14 a
18 años, seleccionados mediante un muestreo no probabilístico. La validez de contenido, medida con el
coeficiente V de Aiken, mostró valores por encima de 0.70, lo que evidenció la claridad y pertinencia de los
ítems. El análisis factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el confirmatorio (CFI = 0,996;
TLI = 0,995; RMSEA = 0,051; SRMR = 0,046) mostraron una estructura de tres dimensiones, consistente y
bien alineada con el modelo teórico original. Además, se revisó su la estructura factorial se mantenía igual
apuntaron a una adecuada consistencia interna. En resumen, la versión adaptada del CECAP muestra propiedades
psicométricas apropiadas y resulta valida y confiable, así que puede usarse como una herramienta útil para
evaluar las creencias y las emociones sobre la alimentación y el peso en adolescentes peruanos.
Palabras clave: emociones; adolescente; conducta alimentaria.
ABSTRACT
The aim of this study was to adapt and validate the Questionnaire of Emotions and Beliefs about Food and
Weight (CECAP) in adolescents from the Puno region of Peru. A total of 2,072 students aged 14 to 18 years
participated, selected using non-probability sampling. Content validity, measured using Aiken's V coefficient,
showed values above 0.70, demonstrating the clarity and relevance of the items. Exploratory factor analysis
(KMO = 0.903; Bartlett p < 0.001) and confirmatory factor analysis (CFI = 0.996; TLI = 0.995; RMSEA = 0.051;
SRMR = 0.046) revealed a three-dimensional structure, consistent and well-aligned with the original theoretical
model. Furthermore, the factor structure was verified to be consistent across gender and age groups.
consistency. In summary, the adapted version of the CECAP shows appropriate psychometric properties
and is valid and reliable, so it can be used as a useful tool to assess beliefs and emotions about food and
weight in Peruvian adolescents.
Keywords: Emotions; Adolescent; Eating Behavior.
INTRODUCCIÓN
Las enfermedades no transmisibles ocasionan aproximadamente de cinco millones de muertes al año.
(1)
En
este contexto, se estima que más de 390 millones de jóvenes en el mundo presentan sobrepeso, lo que refleja
una problemática de alcance global.
(2)
En un estudio español con 4 362 adolescentes, se identificó que el 9,6 %
de las chicas y el 1,7 % de los chicos mostraron indicios de trastornos alimentarios, reflejando una mayor
preocupación femenina por la imagen corporal.
(3)
Estos resultados permiten comprender que la influencia de
las emociones en el comportamiento alimentario es relevante, ya que pueden modificar el apetito y la
frecuencia de consumo alimenticio, generando alteraciones en la ingesta.
(4)
Cuando dichas variaciones superan
la capacidad de autorregulación cognitiva y fisiológica, se asocian con riesgos para la salud.
(5)
En el Perú, el Seguro Social de Salud (EsSalud señalo que, durante la pandemia, los casos de trastornos de
conducta alimentaria en adolescentes llegaron a duplicarse, afectando incluso a menores desde los 11 años.
(6)
Asimismo, se estima que el 51 % de la población experimenta inseguridad alimentaria,
(7)
mientras que
aproximadamente el 5 % de los adolescentes presenta alteraciones nutricionales, con mayor prevalencia en
mujeres jóvenes.
(8)
En este contexto, el estigma relacionado con el peso corporal se asocia con la alimentación
emocional, definida como la tendencia a aumentar o reducir la ingesta frente a emociones como la ira,
miedo, tristeza o la ansiedad.
(9)
Estas emociones negativas se relacionan con patrones alimentarios como
adaptativos, entre ellos la sobrealimentación emocional, la cual favorece el consumo elevado de alimentos
altos en grasa y azúcares y limita la capacidad de autoregular la ingesta.
(10)
De manera complementaria, se ha evidenciado que el estrés emocional también incrementa los niveles de
cortisol, lo que puede influir en la elección de alimentos poco saludables como forma de aliviar el malestar.
(11)
Esta dinámica se agrava por la exposición constante al estigma del peso, que eleva el cortisol y fomenta la
preferencia por alimentos calóricos, reforzando los patrones de alimentación emocional.
(12)
A pesar de ello,
el estigma del peso no solo se vincula con la alimentación emocional, sino también con un mayor aislamiento
social y una menor búsqueda de apoyo emocional, intensificando el ciclo de malestar psicológico y los
comportamientos alimentarios desadaptativos.
(13)
La conducta alimentaria está influida por factores socioculturales, creencias, entorno y emociones, los cuales
determinan los hábitos adquiridos en la infancia, lo que condiciona las prácticas alimentarias actuales.
(14)
Estudios realizados en el Perú señalan que los adolescentes presentan un alto riesgo nutricional, enfrentando
problemáticas como el sobrepeso, la obesidad y la anemia, y evidencian la escasez de investigaciones que
analicen los factores socioculturales que influyen en los hábitos alimentarios. Esta situación limita y dificulta
el desarrollo en la implementación de intervenciones en la salud pública que sean pertenecientes desde el
punto de vista cultural.
(15)
Del mismo modo, se ha reconocido que factores individuales, como dificultades
económicas para el acceso de alimentos y la preocupación por el aspecto físico, influyendo significativamente
en las conductas alimentarias de los adolescentes.
(16)
En este sentido, es fundamental abordar el estigma
asociado al peso desde un enfoque integral, considerando tanto aspectos psicológicos como los procesos
fisiológicos.
(17)
En relación con las emociones acerca de la alimentación y el peso, las diferentes reacciones emocionales
tienen efectos significativos a la hora de la ingesta de alimentos, lo cual provoca que el individuo ingiera una
cantidad excesiva de alimentos o viceversa, afectando sus hábitos alimenticios.
(18)
Estas investigaciones
abordan sobre estados emocionales negativos como el miedo o la depresión.
(19,20)
Un análisis psicosomático
ha demostrado que las personas con TCA consumen o dejan de consumir alimentos, ante emociones negativas
como una conducta aprendida orientada a disminuir el malestar emocional.
(21)
Como el comer en exceso en
respuesta a emociones negativas, como la ansiedad o irritabilidad emocional.
(22)
Respecto a las creencias acerca de la alimentación y el peso, se han revisado varios estudios los cuales señalan
que la percepción de la imagen corporal es generada en su mayoría por estereotipos o problemas sociales,
que afectan tanto a los adolescentes como adultos;
(23,24)
asimismo, hace alusión a creencias erróneas, referente
al peso y la alimentación que se asocian con conductas de restricción o exceso alimentario.
(17)
Diversos
medios de comunicación fomentan estereotipos de belleza irrealizables, creando una presión social que
impacta particularmente a los adolescentes y adultos jóvenes.
(25)
Creencias erróneas acerca del control del peso corporal, la autopercepción de una persona no siempre
manifiesta la realidad, dado que el peso está influenciado por muchos factores, como la edad, el género, la
familia, los compañeros, los medios y el origen étnico
(26)
La insatisfacción con la imagen corporal, el disgusto
por el cuerpo y el desdén pueden contribuir a los efectos negativos del aumento de peso en la salud.
(27)
La
forma en que percibimos nuestro peso influye significativamente en cómo nos sentimos con nosotros
mismos, cuando creemos que tener sobrepeso u obesidad es un reflejo de cualidades negativas que puede
dañarnos significativamente en nuestra autoestima.
(28)
Experimentación de emociones agradables al comer, la motivación humana para comer, así como la cantidad,
frecuencia y elección del consumo de alimentos, están influenciadas por variables que no están directamente
relacionadas con las necesidades fisiológicas ni con el valor nutricional de los alimentos, lo cual conlleva a
que cuando las personas hacen referencia a una emoción negativa dan por consecuencia a la ingesta impulsiva;
por otro lado, cuando prevalecen las emociones positivas, el aumento de la alimentación les proporciona
placer.
(29,30)
Adicionalmente, se ha comprobado que una emoción positiva también provoca una mayor ingesta
de alimentos no solo por el placer de consumir los alimentos
(31)
La importancia que se otorga al peso corporal es un asunto altamente ético en el debate público y en la
medicina.
(32–34)
Las normas sociales dictan que tener bajo peso o un peso "normal" es saludable, y los críticos
tratan a las personas con sobrepeso y obesidad: se les atribuye con frecuencia una carga moral, puesto que un
elemento central de la moralidad es que las características personales deseables dictan que el peso debe
ajustarse a estándares sociales predeterminados, por lo que emergen las cualidades morales del esfuerzo y el
autocontrol.
(32,35)
De esta forma, la creencia social de que el peso es controlable y que el exceso de peso refleja
inmoralidad por falta de esfuerzo y autocontrol es muy común tanto en la población general como en personas
que padecen obesidad.
(32,36)
En Europa, específicamente en España se validó el instrumento EES-C aplicada a 199 participantes de 9 a 16
años, confirmó un modelo factorial de cinco dimensiones (CFI = 0,935; GFI = 0,850; AGFI = 0,816; SRMR = 0,066;
(37)
Así también el instrumento IFBS
administrado a 323 jóvenes de 12 a 20 años, presentó una estructura bifactorial con adecuada medida muestral
con indicadores psicológicos y de salud.
(38)
En Barcelona, el EEQ validado en 354 sujetos de 12 a 39 años mostró consistencia interna adecuada en sus
(39)
En Grecia, la
EES-C validada en 139 estudiantes de 9 a 14 años, el AFE explicó el 47,67 % de la varianza total, con
indicadores de adecuación muestral satisfactorios (KMO = 0,869; Bartlett p < 0,001) y con alta consistencia
(40)
Otra versión adaptada de la EES-C en Turquía aplicada a 576 niños y adolescentes
CFI = 0,97), confirmando la robustez psicométrica del instrumento.
(41)
Por otra parte, diversos estudios realizados en América Latina respaldan la validez de estas escalas en distintos
contextos por ejemplo en México el instrumento CECAP, con 1 833 adolescentes de 14 a 18 años mostró
(17)
Y finalmente en Chile el instrumento
CFPQ-Teen aplicado a 473 adolescentes mostró un modelo de cuatro factores con buen ajuste (CFI = 0,965;
invariancia métrica y escalar por género, sin diferencias significativas entre hombres y mujeres.
(42)
Con base a lo expuesto, las bondades del instrumento que se pretende adaptar al contexto peruano, no se
centra en las patologías asociados a los TCA, como muchos otros instrumentos lo realizan; sino, lo que se
busca con este instrumento es indagar las creencias y emociones tanto positivas como negativas sobre la
alimentación y el peso que muchas veces son el detonante de los TCA, que tienen un mayor impacto en los
adolescentes y adultos jóvenes, facilitando la intervención temprana de dicha problemática.
(17)
Por ello, el
objetivo general de la presente investigación fue adaptar y analizar las propiedades psicométricas del
Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el Peso (CECAP) al contexto peruano
y analizar la validez y confiabilidad en jóvenes de la región de Puno; asimismo, tiene como objetivos
específicos determinar la validez de contenido, constructo, la confiabilidad y la invarianza métrica del
cuestionario de emociones y creencias acerca de la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la
región de Puno.
MÉTODO
La investigación es de enfoque psicométrico, centrada en analizar las propiedades psicométricas del instru-
mento, mediante su aplicación, el análisis de puntajes e interpretación de resultados. Asimismo, se empleó
un diseño no experimental, ya que no implica la manipulación de variables, y corresponde a un corte trans-
versal, ya que busca recopilar y analizar datos de un sector de la población en un momento específico.
(43)
Participantes
La población estuvo constituida por jóvenes de las ciudades de Puno y Juliaca, ubicadas en el sur del Perú.
Dicha población es finita, ya que corresponde a un número determinado de estudiantes matriculados en
instituciones educativas de nivel secundario en ambas ciudades durante el año de aplicación del estudio. De
esta población se obtuvo una muestra de 2 072, de los cuales 537 correspondieron a la ciudad de Puno y 1
535 a Juliaca. La muestra se seleccionó mediante un muestreo no probabilístico, de tipo por conveniencia
basado en los criterios de selección y recursos de los investigadores.
(44)
Asimismo, este tamaño muestral
resulta mayor al estándar recomendado para análisis factoriales, que recomienda contar con 20 participantes
por ítem;
(45)
considerando que el instrumento posee 16 ítems, el tamaño mínimo requerido sería 320
participantes, cifra ampliamente superada por la muestra del presente estudio.
Para participar en el estudio se tomó como primer requisito el consentimiento y asentimiento informado, en
la misma línea, los candidatos debían tener entre 14 a 18 años, ambos sexos y que residieron durante la
evaluación en las ciudades de Puno y Juliaca, no se permitió la participación de personas con una nacionalidad
distinta a la peruana, ni de aquellas con alguna discapacidad permanente o temporal que les impidiera
comprender y responder adecuadamente las preguntas. Finalmente, se excluyeron las encuestas que estuvieron
incompletas o que tuvieran respuestas sesgadas en una sola categoría.
Instrumento
El instrumento adaptado en el contexto peruano fue el Cuestionario de emociones y creencias acerca de la
alimentación y el peso (CECAP). Dicho cuestionario es originario de la Ciudad de México y fue creado por
Silva y Gonzáles
(17)
. Este instrumento permite identificar con mayor comprensión las razones que explican
la sobreingesta o subingesta en adolescentes (14 a 18 años), considerando que, en muchos casos, podrían
estar influenciados por creencias inadecuadas o utilizando una alimentación como una estrategia disfuncional
de regulación emocional. El instrumento original consta de tres dimensiones y 16 ítems compuesto por la
escala tipo Likert (Nunca = 1, Algunas veces = 2, Con frecuencia = 3, Siempre = 4). El instrumento muestra
evidencias de validez adecuadas, así también se ha encontrado apropiados índices de bondad de ajuste
-
(17)
Análisis de datos
Dado que el instrumento original se encuentra en idioma español, no fue necesario realizar un proceso de
traducción. No obstante, se llevó a cabo un proceso de adaptación cultural mediante evaluación de validez
de contenido por siete jueces expertos, con el objetivo de verificar la claridad, pertinencia y adecuación
cultural de los ítems al contexto peruano; complementariamente, se usó la fórmula de Penfield y Giacobbi
(46)
al 95 % de confianza bajo un criterio conservador
(47)
que exige que los intervalos de confianza inferiores sean
mayores de 0,7; en cuanto al análisis factorial exploratorio y confirmatorio se optó por dividir los datos en
submuestras equivalentes de 1 036 participantes para cada análisis. El análisis factorial exploratorio exige el
estudio de la linealidad, normalidad y multicolinealidad
(48)
las mismas que se comprobaron mediante una
matriz de correlaciones policóricas (Figura 1). No obstante, para la normalidad se usó la recomendación de
Ferrando y Anguiano-Carrasco
(49)
para comprobar la normalidad multivariada, el análisis arrojó un valor de
inferior al 0,05 que demuestra no normalidad, el mencionado resultado junto a la naturaleza ordinal de los
ítems, se optó por utilizar mínimos cuadrados ordinarios como método de factorización. En cuanto a los
hallazgos del AFC de trabajaron con el estimador WLSMV usando el software R Studio con el paquete
Lavaan, asimismo se optó por un método de rotación oblicua con índices de ajuste como CFI > 0,95; GFI > 0,93;
TLI > 0,90, RMSEA < 0,05, SRMR < 0,08.
(50)
En este sentido, se estimó la confiabilidad por consistencia interna
mediante el coeficiente omega de McDonald por ser un análisis de confiabilidad por consistencia interna
menos sensible a la cantidad de ítems.
(51)
Adicionalmente, se optó por someter el test a procesos de invarianza
métrica por CFA así como determinar baremos para la interpretación de la prueba con base a percentiles.
RESULTADOS
Análisis sociodemográfico
En este estudio participaron 2 072 adolescentes de entre 14 y 17 años, con una proporción ligeramente mayor
de varones (55, 5 %, n = 1 149) en comparación con las mujeres (44, 5 %, n = 923). Más de la mitad tenía
una edad entre 14 y 15 años (59, 9 %, n = 1241) y cursaba el tercer año de secundaria (36, 3 %). La mayoría
provenía de instituciones educativas públicas (84, 5 %, n = 1 751) y vivía con ambos padres (77, 5 %, n = 1605),
lo que sugiere un contexto familiar mayormente estable. En cuanto a su lugar de residencia, tres de cada
cuatro adolescentes residían en la ciudad de Juliaca (73, 7 %, n = 1 527), lo que refleja una predominante
concentración urbana de la muestra.
Tabla 1. Características sociodemográficas de los participantes (N = 2 072)
Nota: F = frecuencia; % = porcentaje. Los porcentajes han sido redondeados a un decimal, por lo que no pueden sumar exactamente
100 %.
Evidencias de validez basada en el contenido
La tabla 2 muestra los índices de validez basados en el contenido del instrumento de 16 ítems. Se encontró
que el 93,75 % de los ítems (15 ítems) demostraron ser claros, importantes para evaluar el constructo y
pertinentes en la dimensión correcta, ya que los limites inferiores del intervalo (Low) se encontraron por
encima de 0,70 valor requerido por un criterio más conservador,
(46)
no obstante, el ítem 2 demostró un intervalo
igual a 0,60 en el criterio relevancia. Otros detalles más específicos identificaron a los ítems 10 y 15 con
intervalos limítrofes a 0,70 en los criterios relevancia y representatividad y solo al ítem 16 en el criterio
relevancia y claridad, mientras que los ítems 7, 12 la conjunción y 13 presentaron índices limítrofes de 0,71
solo en el criterio claridad.
Tabla 2. Coeficientes V de Aiken (IC del 95 %, n = 8)
Nota: M: media aritmética, DE: desviación estándar, V es el coeficiente V de Aiken, Low – Up: son intervalos de confianza inferior
y superior respectivamente.
Evidencia de validez basada en el constructo
La figura 1 muestra un mapa de calor basado en la matriz policórica de los 16 ítems. Se evidencia que los
ítems del 1 al 6 presentaron correlaciones más altas con coeficientes que oscilan entre 0,47 y 0,88, la segunda
zona significativamente correlacionada se encuentra entre los ítems 7 al 11 con coeficientes de correlación
entre 0,55 y 0,76 mientras que la tercera zona entre los ítems 12 al 16 mostro correlación entre 0,37 y 0,61,
lo que evidencia una esperada agrupación de ítems por cada factor muy similar a lo esperado teóricamente,
no obstante, los ítems 12, 14 y 16 mostraron correlaciones entre 0,44 y 0,67 con los ítems del primer factor,
agrupación no previsible estadísticamente.
Figura 1. Matriz policórica
Nota: Los cuadrantes en rojo indican la agrupación esperada desde el enfoque teórico, no representa un análisis adyacente a la
matriz policórica, el valor cercano a 1 se presenta de color azul; mientras que, el rojo al -1 y un color tenue o blanco representa
coeficientes ínfimos.
Análisis factorial exploratorio
El análisis factorial exploratorio obtenido a partir del 50 % inicial de los encuestados dio como resultado una
solución factorial de tres dimensiones con KMO de 0,903 con prueba de esfericidad de Bartlett de 0,000, esta
solución logró explicar el 56,7 % de la varianza con los 16 ítems muy similares a la matriz policórica y teórica
donde el factor 1 se conformó por los ítems 1 al 6, el factor 2 por los ítems 7 al 11, el factor 3 por los ítems
13 y 15 sin embargo los ítems 12, 14 y 16 mostraron cargas más altas dentro del factor 1, al verificar las
cargas superiores a 0.2 se encontró que estos ítems saturan el F3 con cargas de 0,357, 0,270 y 0,229
respectivamente.
Tabla 3. Cargas de los Factores
Nota: El método de rotación aplicado fue oblimin.
Análisis factorial confirmatorio
La tabla 4 presenta los índices de ajuste del modelo obtenidos mediante AFC utilizando modelos de ecuaciones
estructurales. El modelo 1 procesado por rotación oblicua mostró índices de ajuste de modelo, sin embargo al
observar las cargas factoriales y residuos asociados a cada ítem (ver figura 2A) encontramos que el ítem 15
alcanzó un residuo de 0,72, al excluirlo generamos un segundo modelo con mejores índices (TLI = 0,995,
CFI = 0,996, GFI = 0,996, NFI = 0,995, SRMR = 0,046 y RMSEA = 0,051), no obstante, encontramos que
el ítem 13 demostró un residuo de 0,71 (ver figura 2-b) lo que motivo a la exclusión del ítem 13 generando
un tercer modelo con índices de ajuste esperados. A pesar de esto, el modelo 2 se presenta como el más
adecuado, decisión que se discute más adelante.
Tabla 4. Índices de ajuste por CFA
Nota: El modelo 1 se procesó con una estructura basada en tres dimensiones con 16 ítems, el modelo 2 tiene 3 dimensiones con 15
ítems ya que se excluye al ítem 15, el modelo 3 tiene 3 dimensiones sin los ítems 13 y 15. Todos los modelos se procesaron con
rotación oblicua. (*) se trata del modelo elegido como adecuado.
Figura 2. Semplot de los modelos 1 y 2
A)
B)
Invarianza métrica
no sobrepasan 0.01 entre cada método de contraste; esto indica que la escala es equivalente entre varones y
mujeres, así como por edades entre 14 a 15 años y entre 16 y17 años.
Tabla 5. Invarianza métrica por sexo (Masculino = 552, Femenino = 484) y por edad (14 - 15 años = 622,
16 - 17 años = 414)
Confiabilidad por consistencia interna
Se aplicó el coeficiente omega de McDonald en su versión unidimensional con intervalos de confianza del
95 % lo que mostró que la primera dimensión, denominada “Creencias erróneas acerca del control del peso
cuanto a la dimensión “Experimentación de emociones agradables al comer” se evidencio una adecuada
confianza de 0,754 a 0,798.
Tabla 6. Confiabilidad por consistencia interna por factor
DISCUSIÓN
El presente estudio tuvo como objetivo adaptar y validar el cuestionario de emociones y creencias acerca de
la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la región de Puno, considerando el creciente riesgo de
adolescentes presenta algún tipo de TCA, lo cual evidencia la necesidad de contar con herramientas adecuadas
para su detección.
(52)
El CECAP busca evaluar emociones y creencias vinculadas a la alimentación, variables
que, según investigaciones previas, están asociadas al desarrollo de conductas alimentarias desadaptativas.
(53,54)
En este estudio, se buscó asegurar que el CECAP adaptado al contexto peruano realmente mida lo que se
propone, por lo cual se evaluó su validez basada en el contenido. Para ello, se utilizó el coeficiente V de
Aiken, poniendo especial atención en que los ítems fueran claros, relevantes y representativos. Diversos
autores, como Charter
(55)
y Ventura-León,
(56)
sugieren que el umbral de 0,70 para V de Aiken es adecuado
para validar la calidad de los ítems durante la adaptación transcultural. Por ello, la revisión individual de
ítems con valores cercanos al umbral asegura no solo el cumplimiento de estándares estadísticos, sino
también la pertinencia cultural y conceptual del instrumento, fortaleciendo su utilidad práctica en la población
peruana.
Además, se evaluó la validez basada en el constructo del CECAP, utilizando la matriz policórica, una técnica
especialmente recomendada para examinar la estructura interna de escalas tipo Likert.
(57,58)
Los resultados
revelaron tres factores bien definidos que respaldan la estructura teórica original del instrumento, lo que
sugiere que la adaptación al contexto peruano ha sido adecuada.
(17)
No obstante, algunas correlaciones entre
grupos de ítems distintos podrían estar reflejando particularidades culturales o dimensiones compartidas,
algo común en procesos de adaptación transcultural.
(59)
En conjunto, estos hallazgos refuerzan la validez del
constructo y abren la puerta a futuros estudios confirmatorios que permitan seguir afinando la estructura del
instrumento en distintos contextos.
(60)
En cuanto a los hallazgos obtenidos en el Análisis Factorial Exploratorio (AFE) evidenciaron una estructura
tridimensional adecuada, sustentada por un índice de adecuación muestral KMO de 0,903 y una prueba de
esfericidad de Bartlett significativa lo que respalda la pertinencia del análisis y adecuación de los datos para
la reducción factorial.
(61)
Simultáneamente, se utilizó también el método de estimación de mínimos cuadrados
no ponderados (ULS) sobre la matriz de correlaciones policóricas, el cual es recomendado para variables
ordinales como Likert.
(57,62)
De este modo, se realizó el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC), el cual muestra índices de ajuste obtenidos
(CFI = 0,979, TLI = 0,975, RMSEA = 0,058, SRMR = 0,057) se encuentran dentro de los rangos adecuados,
lo que indica que el modelo presenta un buen ajuste.
(1)
Así también, en comparación al instrumento original
muestra resultados favorables, lo que sugiere que la estructura del instrumento es funcional en ambos contextos
culturales.
(17)
En cuanto a las modificaciones del instrumento, se optó por la eliminación del ítem 15 (“Me fijo en el peso
de las personas”), debido a que presentó un residuo estandarizado de 0,72. Aunque el valor no supera el
umbral ya establecido para ser considerado un mal ajuste local (+2,5), sí refleja una discrepancia resaltante
que sugiere una inconsistencia entre el modelo teórico y los datos obtenidos.
(63)
No solo resalta la consideración
estadística, el ítem no reflejaba adecuadamente la intención evaluativa de la dimensión “Importancia que se
le otorga al peso corporal”, ya que hace referencia a una observación externa del peso ajeno, mientras que los
demás ítems de la dimensión se enfocan en creencias internalizadas y autorreferencias acerca del propio
peso, aspecto fundamental en la construcción de la autoimagen corporal.
(17)
Según Ramos et al.
(64)
detalla que la percepción del peso corporal se relaciona estrechamente con la autoestima
y las emociones hacia uno mismo, y no con actitudes evaluativas hacia las demás personas como hace
referencia este ítem. En este sentido, aunque el ítem 13 (“Pienso que el peso de las personas es importante”),
presentó un residuo de 0,71, fue conservado debido a que mantiene mejor ajuste teórico con la dimensión
relacionada al valor asignado al peso corporal en la experiencia personal
(63)
. Asimismo, cabe resaltar que se
respetó el criterio técnico que recomienda mantener un mínimo de cuatro ítems por factor para asegurar
estabilidad en la estimación del constructo y un modelo con mayor consistencia estructural.
(65)
Para comprobar que el CECAP funciona de manera consistente entre diferentes grupos, se realizó un análisis
de invarianza métrica. Los resultados mostraron que la estructura del instrumento se mantiene estable según
el género y la edad, en adolescentes de la región de Puno. El modelo de tres dimensiones y 15 ítems presentó
y los cambios observados entre los modelos configural, métrico, escalar y estricto fueron mínimos,
cumpliendo los estándares propuestos por Chen.
(66)
Los resultados obtenidos coinciden con investigaciones que han confirmado la estabilidad factorial de
instrumentos similares en adolescentes. Perpiña et al.
(37)
validó la Emotional Eating Scale for Children and
Adolescents, confirmando su estructura mediante análisis factorial confirmatorio. De manera similar, Lobera
et al.
(38)
adaptó la versión española de la Irrational Food Beliefs Scale, identificando dimensiones bien definidas
y con adecuados indicadores de validez. En conjunto, estas evidencias refuerzan la solidez del CECAP como
un instrumento útil y confiable para comparar creencias y emociones relacionadas con la alimentación y el
peso en distintos grupos, minimizando posibles sesgos de interpretación.
En cuanto a la confiabilidad, el CECAP fue evaluado mediante el coeficiente omega de McDonald, obteniendo
valores sólidos en cada de sus dimensiones: “Creencias erróneas acerca del control del peso corporal”
Kalogiratou et al.
(40)
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40
ISSN-impreso 1390-7581
ISSN-digital 2661-6742
Lobera et al.
(38)
adaptaron una escala sobre creencias irracionales alimentarias en adolescentes, reportando
buena consistencia interna y estructura factorial clara.
En conjunto, estos hallazgos respaldan de manera sólida la fiabilidad del CECAP en la población adolescente,
posicionándolo como una herramienta adecuada para evaluar creencias y emociones sobre la alimentación y
peso. En cuanto a la estimación de la consistencia interna, se optó por utilizar el omega de McDonald, a
diferencia de estudios previos que emplearon el alfa de Cronbach, ya que proporciona estimaciones más
precisas en presencia de cargas factoriales desiguales o estructuras multidimensionales. Como sostiene
Ventura-León
(56)
, el alfa de Cronbach puede generar estimaciones poco confiables, recomendando el uso del
omega como una alternativa más sólida y actualizada.
En cuanto a las limitaciones del estudio, destaca el uso de un muestreo no probabilístico, lo cual restringe la
generalización de los resultados a la población adolescente en conjunto. Adicionalmente, la recolección de
datos mediante autoinforme podría haber estado influenciada por la deseabilidad social; no obstante, se
intentó mitigar este sesgo mediante la sensibilización previa de los participantes respecto a la importancia de
brindar respuestas honestas.
Finalmente, la aplicación del cuestionario se limitó a adolescentes de instituciones educativas de Puno y
Juliaca, lo que podría restringir la representatividad de los hallazgos en relación con la diversidad cultural,
lingüística y socioeconómica presente en otras regiones del país. Por ello, se recomienda que en futuras
investigaciones se utilice una muestra más amplia y representativa, a fin de obtener resultados que reflejen
con mayor precisión dicha diversidad en otras provincias o regiones del país.
CONCLUSIONES
El presente estudio evidenció que la versión adaptada del Cuestionario de Emociones y Creencias sobre la
Alimentación y el Peso (CECAP) presenta adecuadas propiedades psicométricas en adolescentes de la región
de Puno, Perú. La evidencia de validez de contenido mostró vales de V de Aiken superiores a 0,70, lo que
indica una adecuada claridad y pertinencia cultural de los ítems. En cuanto a la validez de constructo, análisis
factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el análisis factorial confirmatorio (CFI = 0,979;
TLI = 0,975; RMSEA = 0,058; SRMR = 0,057) corroboraron una estructura tridimensional consistente con
Finalmente, los coeficientes de omega de McDonald, con valores 0,776 y 0,895, reflejaron una adecuada
consistencia interna en todas las dimensiones del instrumento.
En términos generales, los resultados respaldan el uso del CECAP como un instrumento válido, fiable y
culturalmente pertinente para la evaluación de creencias y emociones alimentarias en adolescentes andinos.
Su implementación en ámbitos educativos y de salud mental favorece la identificación y prevención de
conductas alimentarias de riesgo asociadas a trastornos de la conducta alimentaria. Se sugiere que futuras
investigaciones amplíen el tamaño muestral e incorporen variables contextuales, como el entorno familiar y
las condiciones socioeconómicas, a fin de lograr una comprensión más integral de este fenómeno.
Financiamiento: la investigación fue financiada por los propios autores.
Agradecimientos: Se agradece a los adolescentes y docentes de las instituciones educativas de Puno y Juliaca
por su participación y colaboración durante el desarrollo del estudio.
Conflictos de intereses: Los autores declaran que no existe ningún conflicto de interés financiero, personal o
institucional que pudiera haber influido en los resultados o la interpretación del presente estudio.
Declaración de contribución:Todos los autores contribuyeron de manera equitativa en la concepción, del
estudio, el diseño metodológico, la recolección de datos, el análisis, la interpretación de resultados y la redacción
del manuscrito. Además, revisaron críticamente el contenido, aprobaron la versión final y asumen responsabilidad
conjunta por la integridad y exactitud del trabajo presentado.
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Adaptación y validación del Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el
Peso (CECAP)
Adaptation and validation of the emotions and beliefs about eating and weight questionnaire
(CECAP)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.02
Autores:
Winston Yoel Flores Yana - https://orcid.org/0009-0009-4987-5290
Meljhi Nikol Choquecahua Espinoza - https://orcid.org/0009-0006-8188-7505
Danaly Ceydi Mamani Mamani - https://orcid.org/0009-0004-7823-5093
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Puno, Perú.
Autor de correspondencia: Winston Yoel Flores Yana. Universidad Peruana Unión, Juliaca, Puno, Perú.
Dirección postal: Salida Arequipa, Km 6, Chullunquiani, Juliaca, Perú. Email: winston.flores@upeu.edu.pe.
Teléfono: +51 973733898.
Recibido: 15 de octubre de 2025 Aceptado: 06 de marzo de 2026
RESUMEN
El objetivo del estudio fue adaptar y validar el Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación
y el Peso (CECAP) en adolescentes de la región de Puno, Perú. Participaron 2 072 estudiantes de entre 14 a
18 años, seleccionados mediante un muestreo no probabilístico. La validez de contenido, medida con el
coeficiente V de Aiken, mostró valores por encima de 0.70, lo que evidenció la claridad y pertinencia de los
ítems. El análisis factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el confirmatorio (CFI = 0,996;
TLI = 0,995; RMSEA = 0,051; SRMR = 0,046) mostraron una estructura de tres dimensiones, consistente y
bien alineada con el modelo teórico original. Además, se revisó su la estructura factorial se mantenía igual
apuntaron a una adecuada consistencia interna. En resumen, la versión adaptada del CECAP muestra propiedades
psicométricas apropiadas y resulta valida y confiable, así que puede usarse como una herramienta útil para
evaluar las creencias y las emociones sobre la alimentación y el peso en adolescentes peruanos.
Palabras clave: emociones; adolescente; conducta alimentaria.
ABSTRACT
The aim of this study was to adapt and validate the Questionnaire of Emotions and Beliefs about Food and
Weight (CECAP) in adolescents from the Puno region of Peru. A total of 2,072 students aged 14 to 18 years
participated, selected using non-probability sampling. Content validity, measured using Aiken's V coefficient,
showed values above 0.70, demonstrating the clarity and relevance of the items. Exploratory factor analysis
(KMO = 0.903; Bartlett p < 0.001) and confirmatory factor analysis (CFI = 0.996; TLI = 0.995; RMSEA = 0.051;
SRMR = 0.046) revealed a three-dimensional structure, consistent and well-aligned with the original theoretical
model. Furthermore, the factor structure was verified to be consistent across gender and age groups.
consistency. In summary, the adapted version of the CECAP shows appropriate psychometric properties
and is valid and reliable, so it can be used as a useful tool to assess beliefs and emotions about food and
weight in Peruvian adolescents.
Keywords: Emotions; Adolescent; Eating Behavior.
INTRODUCCIÓN
Las enfermedades no transmisibles ocasionan aproximadamente de cinco millones de muertes al año.
(1)
En
este contexto, se estima que más de 390 millones de jóvenes en el mundo presentan sobrepeso, lo que refleja
una problemática de alcance global.
(2)
En un estudio español con 4 362 adolescentes, se identificó que el 9,6 %
de las chicas y el 1,7 % de los chicos mostraron indicios de trastornos alimentarios, reflejando una mayor
preocupación femenina por la imagen corporal.
(3)
Estos resultados permiten comprender que la influencia de
las emociones en el comportamiento alimentario es relevante, ya que pueden modificar el apetito y la
frecuencia de consumo alimenticio, generando alteraciones en la ingesta.
(4)
Cuando dichas variaciones superan
la capacidad de autorregulación cognitiva y fisiológica, se asocian con riesgos para la salud.
(5)
En el Perú, el Seguro Social de Salud (EsSalud señalo que, durante la pandemia, los casos de trastornos de
conducta alimentaria en adolescentes llegaron a duplicarse, afectando incluso a menores desde los 11 años.
(6)
Asimismo, se estima que el 51 % de la población experimenta inseguridad alimentaria,
(7)
mientras que
aproximadamente el 5 % de los adolescentes presenta alteraciones nutricionales, con mayor prevalencia en
mujeres jóvenes.
(8)
En este contexto, el estigma relacionado con el peso corporal se asocia con la alimentación
emocional, definida como la tendencia a aumentar o reducir la ingesta frente a emociones como la ira,
miedo, tristeza o la ansiedad.
(9)
Estas emociones negativas se relacionan con patrones alimentarios como
adaptativos, entre ellos la sobrealimentación emocional, la cual favorece el consumo elevado de alimentos
altos en grasa y azúcares y limita la capacidad de autoregular la ingesta.
(10)
De manera complementaria, se ha evidenciado que el estrés emocional también incrementa los niveles de
cortisol, lo que puede influir en la elección de alimentos poco saludables como forma de aliviar el malestar.
(11)
Esta dinámica se agrava por la exposición constante al estigma del peso, que eleva el cortisol y fomenta la
preferencia por alimentos calóricos, reforzando los patrones de alimentación emocional.
(12)
A pesar de ello,
el estigma del peso no solo se vincula con la alimentación emocional, sino también con un mayor aislamiento
social y una menor búsqueda de apoyo emocional, intensificando el ciclo de malestar psicológico y los
comportamientos alimentarios desadaptativos.
(13)
La conducta alimentaria está influida por factores socioculturales, creencias, entorno y emociones, los cuales
determinan los hábitos adquiridos en la infancia, lo que condiciona las prácticas alimentarias actuales.
(14)
Estudios realizados en el Perú señalan que los adolescentes presentan un alto riesgo nutricional, enfrentando
problemáticas como el sobrepeso, la obesidad y la anemia, y evidencian la escasez de investigaciones que
analicen los factores socioculturales que influyen en los hábitos alimentarios. Esta situación limita y dificulta
el desarrollo en la implementación de intervenciones en la salud pública que sean pertenecientes desde el
punto de vista cultural.
(15)
Del mismo modo, se ha reconocido que factores individuales, como dificultades
económicas para el acceso de alimentos y la preocupación por el aspecto físico, influyendo significativamente
en las conductas alimentarias de los adolescentes.
(16)
En este sentido, es fundamental abordar el estigma
asociado al peso desde un enfoque integral, considerando tanto aspectos psicológicos como los procesos
fisiológicos.
(17)
En relación con las emociones acerca de la alimentación y el peso, las diferentes reacciones emocionales
tienen efectos significativos a la hora de la ingesta de alimentos, lo cual provoca que el individuo ingiera una
cantidad excesiva de alimentos o viceversa, afectando sus hábitos alimenticios.
(18)
Estas investigaciones
abordan sobre estados emocionales negativos como el miedo o la depresión.
(19,20)
Un análisis psicosomático
ha demostrado que las personas con TCA consumen o dejan de consumir alimentos, ante emociones negativas
como una conducta aprendida orientada a disminuir el malestar emocional.
(21)
Como el comer en exceso en
respuesta a emociones negativas, como la ansiedad o irritabilidad emocional.
(22)
Respecto a las creencias acerca de la alimentación y el peso, se han revisado varios estudios los cuales señalan
que la percepción de la imagen corporal es generada en su mayoría por estereotipos o problemas sociales,
que afectan tanto a los adolescentes como adultos;
(23,24)
asimismo, hace alusión a creencias erróneas, referente
al peso y la alimentación que se asocian con conductas de restricción o exceso alimentario.
(17)
Diversos
medios de comunicación fomentan estereotipos de belleza irrealizables, creando una presión social que
impacta particularmente a los adolescentes y adultos jóvenes.
(25)
Creencias erróneas acerca del control del peso corporal, la autopercepción de una persona no siempre
manifiesta la realidad, dado que el peso está influenciado por muchos factores, como la edad, el género, la
familia, los compañeros, los medios y el origen étnico
(26)
La insatisfacción con la imagen corporal, el disgusto
por el cuerpo y el desdén pueden contribuir a los efectos negativos del aumento de peso en la salud.
(27)
La
forma en que percibimos nuestro peso influye significativamente en cómo nos sentimos con nosotros
mismos, cuando creemos que tener sobrepeso u obesidad es un reflejo de cualidades negativas que puede
dañarnos significativamente en nuestra autoestima.
(28)
Experimentación de emociones agradables al comer, la motivación humana para comer, así como la cantidad,
frecuencia y elección del consumo de alimentos, están influenciadas por variables que no están directamente
relacionadas con las necesidades fisiológicas ni con el valor nutricional de los alimentos, lo cual conlleva a
que cuando las personas hacen referencia a una emoción negativa dan por consecuencia a la ingesta impulsiva;
por otro lado, cuando prevalecen las emociones positivas, el aumento de la alimentación les proporciona
placer.
(29,30)
Adicionalmente, se ha comprobado que una emoción positiva también provoca una mayor ingesta
de alimentos no solo por el placer de consumir los alimentos
(31)
La importancia que se otorga al peso corporal es un asunto altamente ético en el debate público y en la
medicina.
(32–34)
Las normas sociales dictan que tener bajo peso o un peso "normal" es saludable, y los críticos
tratan a las personas con sobrepeso y obesidad: se les atribuye con frecuencia una carga moral, puesto que un
elemento central de la moralidad es que las características personales deseables dictan que el peso debe
ajustarse a estándares sociales predeterminados, por lo que emergen las cualidades morales del esfuerzo y el
autocontrol.
(32,35)
De esta forma, la creencia social de que el peso es controlable y que el exceso de peso refleja
inmoralidad por falta de esfuerzo y autocontrol es muy común tanto en la población general como en personas
que padecen obesidad.
(32,36)
En Europa, específicamente en España se validó el instrumento EES-C aplicada a 199 participantes de 9 a 16
años, confirmó un modelo factorial de cinco dimensiones (CFI = 0,935; GFI = 0,850; AGFI = 0,816; SRMR = 0,066;
(37)
Así también el instrumento IFBS
administrado a 323 jóvenes de 12 a 20 años, presentó una estructura bifactorial con adecuada medida muestral
con indicadores psicológicos y de salud.
(38)
En Barcelona, el EEQ validado en 354 sujetos de 12 a 39 años mostró consistencia interna adecuada en sus
(39)
En Grecia, la
EES-C validada en 139 estudiantes de 9 a 14 años, el AFE explicó el 47,67 % de la varianza total, con
indicadores de adecuación muestral satisfactorios (KMO = 0,869; Bartlett p < 0,001) y con alta consistencia
(40)
Otra versión adaptada de la EES-C en Turquía aplicada a 576 niños y adolescentes
CFI = 0,97), confirmando la robustez psicométrica del instrumento.
(41)
Por otra parte, diversos estudios realizados en América Latina respaldan la validez de estas escalas en distintos
contextos por ejemplo en México el instrumento CECAP, con 1 833 adolescentes de 14 a 18 años mostró
(17)
Y finalmente en Chile el instrumento
CFPQ-Teen aplicado a 473 adolescentes mostró un modelo de cuatro factores con buen ajuste (CFI = 0,965;
invariancia métrica y escalar por género, sin diferencias significativas entre hombres y mujeres.
(42)
Con base a lo expuesto, las bondades del instrumento que se pretende adaptar al contexto peruano, no se
centra en las patologías asociados a los TCA, como muchos otros instrumentos lo realizan; sino, lo que se
busca con este instrumento es indagar las creencias y emociones tanto positivas como negativas sobre la
alimentación y el peso que muchas veces son el detonante de los TCA, que tienen un mayor impacto en los
adolescentes y adultos jóvenes, facilitando la intervención temprana de dicha problemática.
(17)
Por ello, el
objetivo general de la presente investigación fue adaptar y analizar las propiedades psicométricas del
Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el Peso (CECAP) al contexto peruano
y analizar la validez y confiabilidad en jóvenes de la región de Puno; asimismo, tiene como objetivos
específicos determinar la validez de contenido, constructo, la confiabilidad y la invarianza métrica del
cuestionario de emociones y creencias acerca de la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la
región de Puno.
MÉTODO
La investigación es de enfoque psicométrico, centrada en analizar las propiedades psicométricas del instru-
mento, mediante su aplicación, el análisis de puntajes e interpretación de resultados. Asimismo, se empleó
un diseño no experimental, ya que no implica la manipulación de variables, y corresponde a un corte trans-
versal, ya que busca recopilar y analizar datos de un sector de la población en un momento específico.
(43)
Participantes
La población estuvo constituida por jóvenes de las ciudades de Puno y Juliaca, ubicadas en el sur del Perú.
Dicha población es finita, ya que corresponde a un número determinado de estudiantes matriculados en
instituciones educativas de nivel secundario en ambas ciudades durante el año de aplicación del estudio. De
esta población se obtuvo una muestra de 2 072, de los cuales 537 correspondieron a la ciudad de Puno y 1
535 a Juliaca. La muestra se seleccionó mediante un muestreo no probabilístico, de tipo por conveniencia
basado en los criterios de selección y recursos de los investigadores.
(44)
Asimismo, este tamaño muestral
resulta mayor al estándar recomendado para análisis factoriales, que recomienda contar con 20 participantes
por ítem;
(45)
considerando que el instrumento posee 16 ítems, el tamaño mínimo requerido sería 320
participantes, cifra ampliamente superada por la muestra del presente estudio.
Para participar en el estudio se tomó como primer requisito el consentimiento y asentimiento informado, en
la misma línea, los candidatos debían tener entre 14 a 18 años, ambos sexos y que residieron durante la
evaluación en las ciudades de Puno y Juliaca, no se permitió la participación de personas con una nacionalidad
distinta a la peruana, ni de aquellas con alguna discapacidad permanente o temporal que les impidiera
comprender y responder adecuadamente las preguntas. Finalmente, se excluyeron las encuestas que estuvieron
incompletas o que tuvieran respuestas sesgadas en una sola categoría.
Instrumento
El instrumento adaptado en el contexto peruano fue el Cuestionario de emociones y creencias acerca de la
alimentación y el peso (CECAP). Dicho cuestionario es originario de la Ciudad de México y fue creado por
Silva y Gonzáles
(17)
. Este instrumento permite identificar con mayor comprensión las razones que explican
la sobreingesta o subingesta en adolescentes (14 a 18 años), considerando que, en muchos casos, podrían
estar influenciados por creencias inadecuadas o utilizando una alimentación como una estrategia disfuncional
de regulación emocional. El instrumento original consta de tres dimensiones y 16 ítems compuesto por la
escala tipo Likert (Nunca = 1, Algunas veces = 2, Con frecuencia = 3, Siempre = 4). El instrumento muestra
evidencias de validez adecuadas, así también se ha encontrado apropiados índices de bondad de ajuste
-
(17)
Análisis de datos
Dado que el instrumento original se encuentra en idioma español, no fue necesario realizar un proceso de
traducción. No obstante, se llevó a cabo un proceso de adaptación cultural mediante evaluación de validez
de contenido por siete jueces expertos, con el objetivo de verificar la claridad, pertinencia y adecuación
cultural de los ítems al contexto peruano; complementariamente, se usó la fórmula de Penfield y Giacobbi
(46)
al 95 % de confianza bajo un criterio conservador
(47)
que exige que los intervalos de confianza inferiores sean
mayores de 0,7; en cuanto al análisis factorial exploratorio y confirmatorio se optó por dividir los datos en
submuestras equivalentes de 1 036 participantes para cada análisis. El análisis factorial exploratorio exige el
estudio de la linealidad, normalidad y multicolinealidad
(48)
las mismas que se comprobaron mediante una
matriz de correlaciones policóricas (Figura 1). No obstante, para la normalidad se usó la recomendación de
Ferrando y Anguiano-Carrasco
(49)
para comprobar la normalidad multivariada, el análisis arrojó un valor de
inferior al 0,05 que demuestra no normalidad, el mencionado resultado junto a la naturaleza ordinal de los
ítems, se optó por utilizar mínimos cuadrados ordinarios como método de factorización. En cuanto a los
hallazgos del AFC de trabajaron con el estimador WLSMV usando el software R Studio con el paquete
Lavaan, asimismo se optó por un método de rotación oblicua con índices de ajuste como CFI > 0,95; GFI > 0,93;
TLI > 0,90, RMSEA < 0,05, SRMR < 0,08.
(50)
En este sentido, se estimó la confiabilidad por consistencia interna
mediante el coeficiente omega de McDonald por ser un análisis de confiabilidad por consistencia interna
menos sensible a la cantidad de ítems.
(51)
Adicionalmente, se optó por someter el test a procesos de invarianza
métrica por CFA así como determinar baremos para la interpretación de la prueba con base a percentiles.
RESULTADOS
Análisis sociodemográfico
En este estudio participaron 2 072 adolescentes de entre 14 y 17 años, con una proporción ligeramente mayor
de varones (55, 5 %, n = 1 149) en comparación con las mujeres (44, 5 %, n = 923). Más de la mitad tenía
una edad entre 14 y 15 años (59, 9 %, n = 1241) y cursaba el tercer año de secundaria (36, 3 %). La mayoría
provenía de instituciones educativas públicas (84, 5 %, n = 1 751) y vivía con ambos padres (77, 5 %, n = 1605),
lo que sugiere un contexto familiar mayormente estable. En cuanto a su lugar de residencia, tres de cada
cuatro adolescentes residían en la ciudad de Juliaca (73, 7 %, n = 1 527), lo que refleja una predominante
concentración urbana de la muestra.
Tabla 1. Características sociodemográficas de los participantes (N = 2 072)
Nota: F = frecuencia; % = porcentaje. Los porcentajes han sido redondeados a un decimal, por lo que no pueden sumar exactamente
100 %.
Evidencias de validez basada en el contenido
La tabla 2 muestra los índices de validez basados en el contenido del instrumento de 16 ítems. Se encontró
que el 93,75 % de los ítems (15 ítems) demostraron ser claros, importantes para evaluar el constructo y
pertinentes en la dimensión correcta, ya que los limites inferiores del intervalo (Low) se encontraron por
encima de 0,70 valor requerido por un criterio más conservador,
(46)
no obstante, el ítem 2 demostró un intervalo
igual a 0,60 en el criterio relevancia. Otros detalles más específicos identificaron a los ítems 10 y 15 con
intervalos limítrofes a 0,70 en los criterios relevancia y representatividad y solo al ítem 16 en el criterio
relevancia y claridad, mientras que los ítems 7, 12 la conjunción y 13 presentaron índices limítrofes de 0,71
solo en el criterio claridad.
Tabla 2. Coeficientes V de Aiken (IC del 95 %, n = 8)
Nota: M: media aritmética, DE: desviación estándar, V es el coeficiente V de Aiken, Low – Up: son intervalos de confianza inferior
y superior respectivamente.
Evidencia de validez basada en el constructo
La figura 1 muestra un mapa de calor basado en la matriz policórica de los 16 ítems. Se evidencia que los
ítems del 1 al 6 presentaron correlaciones más altas con coeficientes que oscilan entre 0,47 y 0,88, la segunda
zona significativamente correlacionada se encuentra entre los ítems 7 al 11 con coeficientes de correlación
entre 0,55 y 0,76 mientras que la tercera zona entre los ítems 12 al 16 mostro correlación entre 0,37 y 0,61,
lo que evidencia una esperada agrupación de ítems por cada factor muy similar a lo esperado teóricamente,
no obstante, los ítems 12, 14 y 16 mostraron correlaciones entre 0,44 y 0,67 con los ítems del primer factor,
agrupación no previsible estadísticamente.
Figura 1. Matriz policórica
Nota: Los cuadrantes en rojo indican la agrupación esperada desde el enfoque teórico, no representa un análisis adyacente a la
matriz policórica, el valor cercano a 1 se presenta de color azul; mientras que, el rojo al -1 y un color tenue o blanco representa
coeficientes ínfimos.
Análisis factorial exploratorio
El análisis factorial exploratorio obtenido a partir del 50 % inicial de los encuestados dio como resultado una
solución factorial de tres dimensiones con KMO de 0,903 con prueba de esfericidad de Bartlett de 0,000, esta
solución logró explicar el 56,7 % de la varianza con los 16 ítems muy similares a la matriz policórica y teórica
donde el factor 1 se conformó por los ítems 1 al 6, el factor 2 por los ítems 7 al 11, el factor 3 por los ítems
13 y 15 sin embargo los ítems 12, 14 y 16 mostraron cargas más altas dentro del factor 1, al verificar las
cargas superiores a 0.2 se encontró que estos ítems saturan el F3 con cargas de 0,357, 0,270 y 0,229
respectivamente.
Tabla 3. Cargas de los Factores
Nota: El método de rotación aplicado fue oblimin.
Análisis factorial confirmatorio
La tabla 4 presenta los índices de ajuste del modelo obtenidos mediante AFC utilizando modelos de ecuaciones
estructurales. El modelo 1 procesado por rotación oblicua mostró índices de ajuste de modelo, sin embargo al
observar las cargas factoriales y residuos asociados a cada ítem (ver figura 2A) encontramos que el ítem 15
alcanzó un residuo de 0,72, al excluirlo generamos un segundo modelo con mejores índices (TLI = 0,995,
CFI = 0,996, GFI = 0,996, NFI = 0,995, SRMR = 0,046 y RMSEA = 0,051), no obstante, encontramos que
el ítem 13 demostró un residuo de 0,71 (ver figura 2-b) lo que motivo a la exclusión del ítem 13 generando
un tercer modelo con índices de ajuste esperados. A pesar de esto, el modelo 2 se presenta como el más
adecuado, decisión que se discute más adelante.
Tabla 4. Índices de ajuste por CFA
Nota: El modelo 1 se procesó con una estructura basada en tres dimensiones con 16 ítems, el modelo 2 tiene 3 dimensiones con 15
ítems ya que se excluye al ítem 15, el modelo 3 tiene 3 dimensiones sin los ítems 13 y 15. Todos los modelos se procesaron con
rotación oblicua. (*) se trata del modelo elegido como adecuado.
Figura 2. Semplot de los modelos 1 y 2
A)
B)
Invarianza métrica
no sobrepasan 0.01 entre cada método de contraste; esto indica que la escala es equivalente entre varones y
mujeres, así como por edades entre 14 a 15 años y entre 16 y17 años.
Tabla 5. Invarianza métrica por sexo (Masculino = 552, Femenino = 484) y por edad (14 - 15 años = 622,
16 - 17 años = 414)
Confiabilidad por consistencia interna
Se aplicó el coeficiente omega de McDonald en su versión unidimensional con intervalos de confianza del
95 % lo que mostró que la primera dimensión, denominada “Creencias erróneas acerca del control del peso
cuanto a la dimensión “Experimentación de emociones agradables al comer” se evidencio una adecuada
confianza de 0,754 a 0,798.
Tabla 6. Confiabilidad por consistencia interna por factor
DISCUSIÓN
El presente estudio tuvo como objetivo adaptar y validar el cuestionario de emociones y creencias acerca de
la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la región de Puno, considerando el creciente riesgo de
adolescentes presenta algún tipo de TCA, lo cual evidencia la necesidad de contar con herramientas adecuadas
para su detección.
(52)
El CECAP busca evaluar emociones y creencias vinculadas a la alimentación, variables
que, según investigaciones previas, están asociadas al desarrollo de conductas alimentarias desadaptativas.
(53,54)
En este estudio, se buscó asegurar que el CECAP adaptado al contexto peruano realmente mida lo que se
propone, por lo cual se evaluó su validez basada en el contenido. Para ello, se utilizó el coeficiente V de
Aiken, poniendo especial atención en que los ítems fueran claros, relevantes y representativos. Diversos
autores, como Charter
(55)
y Ventura-León,
(56)
sugieren que el umbral de 0,70 para V de Aiken es adecuado
para validar la calidad de los ítems durante la adaptación transcultural. Por ello, la revisión individual de
ítems con valores cercanos al umbral asegura no solo el cumplimiento de estándares estadísticos, sino
también la pertinencia cultural y conceptual del instrumento, fortaleciendo su utilidad práctica en la población
peruana.
Además, se evaluó la validez basada en el constructo del CECAP, utilizando la matriz policórica, una técnica
especialmente recomendada para examinar la estructura interna de escalas tipo Likert.
(57,58)
Los resultados
revelaron tres factores bien definidos que respaldan la estructura teórica original del instrumento, lo que
sugiere que la adaptación al contexto peruano ha sido adecuada.
(17)
No obstante, algunas correlaciones entre
grupos de ítems distintos podrían estar reflejando particularidades culturales o dimensiones compartidas,
algo común en procesos de adaptación transcultural.
(59)
En conjunto, estos hallazgos refuerzan la validez del
constructo y abren la puerta a futuros estudios confirmatorios que permitan seguir afinando la estructura del
instrumento en distintos contextos.
(60)
En cuanto a los hallazgos obtenidos en el Análisis Factorial Exploratorio (AFE) evidenciaron una estructura
tridimensional adecuada, sustentada por un índice de adecuación muestral KMO de 0,903 y una prueba de
esfericidad de Bartlett significativa lo que respalda la pertinencia del análisis y adecuación de los datos para
la reducción factorial.
(61)
Simultáneamente, se utilizó también el método de estimación de mínimos cuadrados
no ponderados (ULS) sobre la matriz de correlaciones policóricas, el cual es recomendado para variables
ordinales como Likert.
(57,62)
De este modo, se realizó el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC), el cual muestra índices de ajuste obtenidos
(CFI = 0,979, TLI = 0,975, RMSEA = 0,058, SRMR = 0,057) se encuentran dentro de los rangos adecuados,
lo que indica que el modelo presenta un buen ajuste.
(1)
Así también, en comparación al instrumento original
muestra resultados favorables, lo que sugiere que la estructura del instrumento es funcional en ambos contextos
culturales.
(17)
En cuanto a las modificaciones del instrumento, se optó por la eliminación del ítem 15 (“Me fijo en el peso
de las personas”), debido a que presentó un residuo estandarizado de 0,72. Aunque el valor no supera el
umbral ya establecido para ser considerado un mal ajuste local (+2,5), sí refleja una discrepancia resaltante
que sugiere una inconsistencia entre el modelo teórico y los datos obtenidos.
(63)
No solo resalta la consideración
estadística, el ítem no reflejaba adecuadamente la intención evaluativa de la dimensión “Importancia que se
le otorga al peso corporal”, ya que hace referencia a una observación externa del peso ajeno, mientras que los
demás ítems de la dimensión se enfocan en creencias internalizadas y autorreferencias acerca del propio
peso, aspecto fundamental en la construcción de la autoimagen corporal.
(17)
Según Ramos et al.
(64)
detalla que la percepción del peso corporal se relaciona estrechamente con la autoestima
y las emociones hacia uno mismo, y no con actitudes evaluativas hacia las demás personas como hace
referencia este ítem. En este sentido, aunque el ítem 13 (“Pienso que el peso de las personas es importante”),
presentó un residuo de 0,71, fue conservado debido a que mantiene mejor ajuste teórico con la dimensión
relacionada al valor asignado al peso corporal en la experiencia personal
(63)
. Asimismo, cabe resaltar que se
respetó el criterio técnico que recomienda mantener un mínimo de cuatro ítems por factor para asegurar
estabilidad en la estimación del constructo y un modelo con mayor consistencia estructural.
(65)
Para comprobar que el CECAP funciona de manera consistente entre diferentes grupos, se realizó un análisis
de invarianza métrica. Los resultados mostraron que la estructura del instrumento se mantiene estable según
el género y la edad, en adolescentes de la región de Puno. El modelo de tres dimensiones y 15 ítems presentó
y los cambios observados entre los modelos configural, métrico, escalar y estricto fueron mínimos,
cumpliendo los estándares propuestos por Chen.
(66)
Los resultados obtenidos coinciden con investigaciones que han confirmado la estabilidad factorial de
instrumentos similares en adolescentes. Perpiña et al.
(37)
validó la Emotional Eating Scale for Children and
Adolescents, confirmando su estructura mediante análisis factorial confirmatorio. De manera similar, Lobera
et al.
(38)
adaptó la versión española de la Irrational Food Beliefs Scale, identificando dimensiones bien definidas
y con adecuados indicadores de validez. En conjunto, estas evidencias refuerzan la solidez del CECAP como
un instrumento útil y confiable para comparar creencias y emociones relacionadas con la alimentación y el
peso en distintos grupos, minimizando posibles sesgos de interpretación.
En cuanto a la confiabilidad, el CECAP fue evaluado mediante el coeficiente omega de McDonald, obteniendo
valores sólidos en cada de sus dimensiones: “Creencias erróneas acerca del control del peso corporal”
Kalogiratou et al.
(40)
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ISSN-digital 2661-6742
Lobera et al.
(38)
adaptaron una escala sobre creencias irracionales alimentarias en adolescentes, reportando
buena consistencia interna y estructura factorial clara.
En conjunto, estos hallazgos respaldan de manera sólida la fiabilidad del CECAP en la población adolescente,
posicionándolo como una herramienta adecuada para evaluar creencias y emociones sobre la alimentación y
peso. En cuanto a la estimación de la consistencia interna, se optó por utilizar el omega de McDonald, a
diferencia de estudios previos que emplearon el alfa de Cronbach, ya que proporciona estimaciones más
precisas en presencia de cargas factoriales desiguales o estructuras multidimensionales. Como sostiene
Ventura-León
(56)
, el alfa de Cronbach puede generar estimaciones poco confiables, recomendando el uso del
omega como una alternativa más sólida y actualizada.
En cuanto a las limitaciones del estudio, destaca el uso de un muestreo no probabilístico, lo cual restringe la
generalización de los resultados a la población adolescente en conjunto. Adicionalmente, la recolección de
datos mediante autoinforme podría haber estado influenciada por la deseabilidad social; no obstante, se
intentó mitigar este sesgo mediante la sensibilización previa de los participantes respecto a la importancia de
brindar respuestas honestas.
Finalmente, la aplicación del cuestionario se limitó a adolescentes de instituciones educativas de Puno y
Juliaca, lo que podría restringir la representatividad de los hallazgos en relación con la diversidad cultural,
lingüística y socioeconómica presente en otras regiones del país. Por ello, se recomienda que en futuras
investigaciones se utilice una muestra más amplia y representativa, a fin de obtener resultados que reflejen
con mayor precisión dicha diversidad en otras provincias o regiones del país.
CONCLUSIONES
El presente estudio evidenció que la versión adaptada del Cuestionario de Emociones y Creencias sobre la
Alimentación y el Peso (CECAP) presenta adecuadas propiedades psicométricas en adolescentes de la región
de Puno, Perú. La evidencia de validez de contenido mostró vales de V de Aiken superiores a 0,70, lo que
indica una adecuada claridad y pertinencia cultural de los ítems. En cuanto a la validez de constructo, análisis
factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el análisis factorial confirmatorio (CFI = 0,979;
TLI = 0,975; RMSEA = 0,058; SRMR = 0,057) corroboraron una estructura tridimensional consistente con
Finalmente, los coeficientes de omega de McDonald, con valores 0,776 y 0,895, reflejaron una adecuada
consistencia interna en todas las dimensiones del instrumento.
En términos generales, los resultados respaldan el uso del CECAP como un instrumento válido, fiable y
culturalmente pertinente para la evaluación de creencias y emociones alimentarias en adolescentes andinos.
Su implementación en ámbitos educativos y de salud mental favorece la identificación y prevención de
conductas alimentarias de riesgo asociadas a trastornos de la conducta alimentaria. Se sugiere que futuras
investigaciones amplíen el tamaño muestral e incorporen variables contextuales, como el entorno familiar y
las condiciones socioeconómicas, a fin de lograr una comprensión más integral de este fenómeno.
Financiamiento: la investigación fue financiada por los propios autores.
Agradecimientos: Se agradece a los adolescentes y docentes de las instituciones educativas de Puno y Juliaca
por su participación y colaboración durante el desarrollo del estudio.
Conflictos de intereses: Los autores declaran que no existe ningún conflicto de interés financiero, personal o
institucional que pudiera haber influido en los resultados o la interpretación del presente estudio.
Declaración de contribución:Todos los autores contribuyeron de manera equitativa en la concepción, del
estudio, el diseño metodológico, la recolección de datos, el análisis, la interpretación de resultados y la redacción
del manuscrito. Además, revisaron críticamente el contenido, aprobaron la versión final y asumen responsabilidad
conjunta por la integridad y exactitud del trabajo presentado.
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Adaptación y validación del Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el
Peso (CECAP)
Adaptation and validation of the emotions and beliefs about eating and weight questionnaire
(CECAP)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.02
Autores:
Winston Yoel Flores Yana - https://orcid.org/0009-0009-4987-5290
Meljhi Nikol Choquecahua Espinoza - https://orcid.org/0009-0006-8188-7505
Danaly Ceydi Mamani Mamani - https://orcid.org/0009-0004-7823-5093
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Puno, Perú.
Autor de correspondencia: Winston Yoel Flores Yana. Universidad Peruana Unión, Juliaca, Puno, Perú.
Dirección postal: Salida Arequipa, Km 6, Chullunquiani, Juliaca, Perú. Email: winston.flores@upeu.edu.pe.
Teléfono: +51 973733898.
Recibido: 15 de octubre de 2025 Aceptado: 06 de marzo de 2026
RESUMEN
El objetivo del estudio fue adaptar y validar el Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación
y el Peso (CECAP) en adolescentes de la región de Puno, Perú. Participaron 2 072 estudiantes de entre 14 a
18 años, seleccionados mediante un muestreo no probabilístico. La validez de contenido, medida con el
coeficiente V de Aiken, mostró valores por encima de 0.70, lo que evidenció la claridad y pertinencia de los
ítems. El análisis factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el confirmatorio (CFI = 0,996;
TLI = 0,995; RMSEA = 0,051; SRMR = 0,046) mostraron una estructura de tres dimensiones, consistente y
bien alineada con el modelo teórico original. Además, se revisó su la estructura factorial se mantenía igual
apuntaron a una adecuada consistencia interna. En resumen, la versión adaptada del CECAP muestra propiedades
psicométricas apropiadas y resulta valida y confiable, así que puede usarse como una herramienta útil para
evaluar las creencias y las emociones sobre la alimentación y el peso en adolescentes peruanos.
Palabras clave: emociones; adolescente; conducta alimentaria.
ABSTRACT
The aim of this study was to adapt and validate the Questionnaire of Emotions and Beliefs about Food and
Weight (CECAP) in adolescents from the Puno region of Peru. A total of 2,072 students aged 14 to 18 years
participated, selected using non-probability sampling. Content validity, measured using Aiken's V coefficient,
showed values above 0.70, demonstrating the clarity and relevance of the items. Exploratory factor analysis
(KMO = 0.903; Bartlett p < 0.001) and confirmatory factor analysis (CFI = 0.996; TLI = 0.995; RMSEA = 0.051;
SRMR = 0.046) revealed a three-dimensional structure, consistent and well-aligned with the original theoretical
model. Furthermore, the factor structure was verified to be consistent across gender and age groups.
consistency. In summary, the adapted version of the CECAP shows appropriate psychometric properties
and is valid and reliable, so it can be used as a useful tool to assess beliefs and emotions about food and
weight in Peruvian adolescents.
Keywords: Emotions; Adolescent; Eating Behavior.
INTRODUCCIÓN
Las enfermedades no transmisibles ocasionan aproximadamente de cinco millones de muertes al año.
(1)
En
este contexto, se estima que más de 390 millones de jóvenes en el mundo presentan sobrepeso, lo que refleja
una problemática de alcance global.
(2)
En un estudio español con 4 362 adolescentes, se identificó que el 9,6 %
de las chicas y el 1,7 % de los chicos mostraron indicios de trastornos alimentarios, reflejando una mayor
preocupación femenina por la imagen corporal.
(3)
Estos resultados permiten comprender que la influencia de
las emociones en el comportamiento alimentario es relevante, ya que pueden modificar el apetito y la
frecuencia de consumo alimenticio, generando alteraciones en la ingesta.
(4)
Cuando dichas variaciones superan
la capacidad de autorregulación cognitiva y fisiológica, se asocian con riesgos para la salud.
(5)
En el Perú, el Seguro Social de Salud (EsSalud señalo que, durante la pandemia, los casos de trastornos de
conducta alimentaria en adolescentes llegaron a duplicarse, afectando incluso a menores desde los 11 años.
(6)
Asimismo, se estima que el 51 % de la población experimenta inseguridad alimentaria,
(7)
mientras que
aproximadamente el 5 % de los adolescentes presenta alteraciones nutricionales, con mayor prevalencia en
mujeres jóvenes.
(8)
En este contexto, el estigma relacionado con el peso corporal se asocia con la alimentación
emocional, definida como la tendencia a aumentar o reducir la ingesta frente a emociones como la ira,
miedo, tristeza o la ansiedad.
(9)
Estas emociones negativas se relacionan con patrones alimentarios como
adaptativos, entre ellos la sobrealimentación emocional, la cual favorece el consumo elevado de alimentos
altos en grasa y azúcares y limita la capacidad de autoregular la ingesta.
(10)
De manera complementaria, se ha evidenciado que el estrés emocional también incrementa los niveles de
cortisol, lo que puede influir en la elección de alimentos poco saludables como forma de aliviar el malestar.
(11)
Esta dinámica se agrava por la exposición constante al estigma del peso, que eleva el cortisol y fomenta la
preferencia por alimentos calóricos, reforzando los patrones de alimentación emocional.
(12)
A pesar de ello,
el estigma del peso no solo se vincula con la alimentación emocional, sino también con un mayor aislamiento
social y una menor búsqueda de apoyo emocional, intensificando el ciclo de malestar psicológico y los
comportamientos alimentarios desadaptativos.
(13)
La conducta alimentaria está influida por factores socioculturales, creencias, entorno y emociones, los cuales
determinan los hábitos adquiridos en la infancia, lo que condiciona las prácticas alimentarias actuales.
(14)
Estudios realizados en el Perú señalan que los adolescentes presentan un alto riesgo nutricional, enfrentando
problemáticas como el sobrepeso, la obesidad y la anemia, y evidencian la escasez de investigaciones que
analicen los factores socioculturales que influyen en los hábitos alimentarios. Esta situación limita y dificulta
el desarrollo en la implementación de intervenciones en la salud pública que sean pertenecientes desde el
punto de vista cultural.
(15)
Del mismo modo, se ha reconocido que factores individuales, como dificultades
económicas para el acceso de alimentos y la preocupación por el aspecto físico, influyendo significativamente
en las conductas alimentarias de los adolescentes.
(16)
En este sentido, es fundamental abordar el estigma
asociado al peso desde un enfoque integral, considerando tanto aspectos psicológicos como los procesos
fisiológicos.
(17)
En relación con las emociones acerca de la alimentación y el peso, las diferentes reacciones emocionales
tienen efectos significativos a la hora de la ingesta de alimentos, lo cual provoca que el individuo ingiera una
cantidad excesiva de alimentos o viceversa, afectando sus hábitos alimenticios.
(18)
Estas investigaciones
abordan sobre estados emocionales negativos como el miedo o la depresión.
(19,20)
Un análisis psicosomático
ha demostrado que las personas con TCA consumen o dejan de consumir alimentos, ante emociones negativas
como una conducta aprendida orientada a disminuir el malestar emocional.
(21)
Como el comer en exceso en
respuesta a emociones negativas, como la ansiedad o irritabilidad emocional.
(22)
Respecto a las creencias acerca de la alimentación y el peso, se han revisado varios estudios los cuales señalan
que la percepción de la imagen corporal es generada en su mayoría por estereotipos o problemas sociales,
que afectan tanto a los adolescentes como adultos;
(23,24)
asimismo, hace alusión a creencias erróneas, referente
al peso y la alimentación que se asocian con conductas de restricción o exceso alimentario.
(17)
Diversos
medios de comunicación fomentan estereotipos de belleza irrealizables, creando una presión social que
impacta particularmente a los adolescentes y adultos jóvenes.
(25)
Creencias erróneas acerca del control del peso corporal, la autopercepción de una persona no siempre
manifiesta la realidad, dado que el peso está influenciado por muchos factores, como la edad, el género, la
familia, los compañeros, los medios y el origen étnico
(26)
La insatisfacción con la imagen corporal, el disgusto
por el cuerpo y el desdén pueden contribuir a los efectos negativos del aumento de peso en la salud.
(27)
La
forma en que percibimos nuestro peso influye significativamente en cómo nos sentimos con nosotros
mismos, cuando creemos que tener sobrepeso u obesidad es un reflejo de cualidades negativas que puede
dañarnos significativamente en nuestra autoestima.
(28)
Experimentación de emociones agradables al comer, la motivación humana para comer, así como la cantidad,
frecuencia y elección del consumo de alimentos, están influenciadas por variables que no están directamente
relacionadas con las necesidades fisiológicas ni con el valor nutricional de los alimentos, lo cual conlleva a
que cuando las personas hacen referencia a una emoción negativa dan por consecuencia a la ingesta impulsiva;
por otro lado, cuando prevalecen las emociones positivas, el aumento de la alimentación les proporciona
placer.
(29,30)
Adicionalmente, se ha comprobado que una emoción positiva también provoca una mayor ingesta
de alimentos no solo por el placer de consumir los alimentos
(31)
La importancia que se otorga al peso corporal es un asunto altamente ético en el debate público y en la
medicina.
(32–34)
Las normas sociales dictan que tener bajo peso o un peso "normal" es saludable, y los críticos
tratan a las personas con sobrepeso y obesidad: se les atribuye con frecuencia una carga moral, puesto que un
elemento central de la moralidad es que las características personales deseables dictan que el peso debe
ajustarse a estándares sociales predeterminados, por lo que emergen las cualidades morales del esfuerzo y el
autocontrol.
(32,35)
De esta forma, la creencia social de que el peso es controlable y que el exceso de peso refleja
inmoralidad por falta de esfuerzo y autocontrol es muy común tanto en la población general como en personas
que padecen obesidad.
(32,36)
En Europa, específicamente en España se validó el instrumento EES-C aplicada a 199 participantes de 9 a 16
años, confirmó un modelo factorial de cinco dimensiones (CFI = 0,935; GFI = 0,850; AGFI = 0,816; SRMR = 0,066;
(37)
Así también el instrumento IFBS
administrado a 323 jóvenes de 12 a 20 años, presentó una estructura bifactorial con adecuada medida muestral
con indicadores psicológicos y de salud.
(38)
En Barcelona, el EEQ validado en 354 sujetos de 12 a 39 años mostró consistencia interna adecuada en sus
(39)
En Grecia, la
EES-C validada en 139 estudiantes de 9 a 14 años, el AFE explicó el 47,67 % de la varianza total, con
indicadores de adecuación muestral satisfactorios (KMO = 0,869; Bartlett p < 0,001) y con alta consistencia
(40)
Otra versión adaptada de la EES-C en Turquía aplicada a 576 niños y adolescentes
CFI = 0,97), confirmando la robustez psicométrica del instrumento.
(41)
Por otra parte, diversos estudios realizados en América Latina respaldan la validez de estas escalas en distintos
contextos por ejemplo en México el instrumento CECAP, con 1 833 adolescentes de 14 a 18 años mostró
(17)
Y finalmente en Chile el instrumento
CFPQ-Teen aplicado a 473 adolescentes mostró un modelo de cuatro factores con buen ajuste (CFI = 0,965;
invariancia métrica y escalar por género, sin diferencias significativas entre hombres y mujeres.
(42)
Con base a lo expuesto, las bondades del instrumento que se pretende adaptar al contexto peruano, no se
centra en las patologías asociados a los TCA, como muchos otros instrumentos lo realizan; sino, lo que se
busca con este instrumento es indagar las creencias y emociones tanto positivas como negativas sobre la
alimentación y el peso que muchas veces son el detonante de los TCA, que tienen un mayor impacto en los
adolescentes y adultos jóvenes, facilitando la intervención temprana de dicha problemática.
(17)
Por ello, el
objetivo general de la presente investigación fue adaptar y analizar las propiedades psicométricas del
Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el Peso (CECAP) al contexto peruano
y analizar la validez y confiabilidad en jóvenes de la región de Puno; asimismo, tiene como objetivos
específicos determinar la validez de contenido, constructo, la confiabilidad y la invarianza métrica del
cuestionario de emociones y creencias acerca de la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la
región de Puno.
MÉTODO
La investigación es de enfoque psicométrico, centrada en analizar las propiedades psicométricas del instru-
mento, mediante su aplicación, el análisis de puntajes e interpretación de resultados. Asimismo, se empleó
un diseño no experimental, ya que no implica la manipulación de variables, y corresponde a un corte trans-
versal, ya que busca recopilar y analizar datos de un sector de la población en un momento específico.
(43)
Participantes
La población estuvo constituida por jóvenes de las ciudades de Puno y Juliaca, ubicadas en el sur del Perú.
Dicha población es finita, ya que corresponde a un número determinado de estudiantes matriculados en
instituciones educativas de nivel secundario en ambas ciudades durante el año de aplicación del estudio. De
esta población se obtuvo una muestra de 2 072, de los cuales 537 correspondieron a la ciudad de Puno y 1
535 a Juliaca. La muestra se seleccionó mediante un muestreo no probabilístico, de tipo por conveniencia
basado en los criterios de selección y recursos de los investigadores.
(44)
Asimismo, este tamaño muestral
resulta mayor al estándar recomendado para análisis factoriales, que recomienda contar con 20 participantes
por ítem;
(45)
considerando que el instrumento posee 16 ítems, el tamaño mínimo requerido sería 320
participantes, cifra ampliamente superada por la muestra del presente estudio.
Para participar en el estudio se tomó como primer requisito el consentimiento y asentimiento informado, en
la misma línea, los candidatos debían tener entre 14 a 18 años, ambos sexos y que residieron durante la
evaluación en las ciudades de Puno y Juliaca, no se permitió la participación de personas con una nacionalidad
distinta a la peruana, ni de aquellas con alguna discapacidad permanente o temporal que les impidiera
comprender y responder adecuadamente las preguntas. Finalmente, se excluyeron las encuestas que estuvieron
incompletas o que tuvieran respuestas sesgadas en una sola categoría.
Instrumento
El instrumento adaptado en el contexto peruano fue el Cuestionario de emociones y creencias acerca de la
alimentación y el peso (CECAP). Dicho cuestionario es originario de la Ciudad de México y fue creado por
Silva y Gonzáles
(17)
. Este instrumento permite identificar con mayor comprensión las razones que explican
la sobreingesta o subingesta en adolescentes (14 a 18 años), considerando que, en muchos casos, podrían
estar influenciados por creencias inadecuadas o utilizando una alimentación como una estrategia disfuncional
de regulación emocional. El instrumento original consta de tres dimensiones y 16 ítems compuesto por la
escala tipo Likert (Nunca = 1, Algunas veces = 2, Con frecuencia = 3, Siempre = 4). El instrumento muestra
evidencias de validez adecuadas, así también se ha encontrado apropiados índices de bondad de ajuste
-
(17)
Análisis de datos
Dado que el instrumento original se encuentra en idioma español, no fue necesario realizar un proceso de
traducción. No obstante, se llevó a cabo un proceso de adaptación cultural mediante evaluación de validez
de contenido por siete jueces expertos, con el objetivo de verificar la claridad, pertinencia y adecuación
cultural de los ítems al contexto peruano; complementariamente, se usó la fórmula de Penfield y Giacobbi
(46)
al 95 % de confianza bajo un criterio conservador
(47)
que exige que los intervalos de confianza inferiores sean
mayores de 0,7; en cuanto al análisis factorial exploratorio y confirmatorio se optó por dividir los datos en
submuestras equivalentes de 1 036 participantes para cada análisis. El análisis factorial exploratorio exige el
estudio de la linealidad, normalidad y multicolinealidad
(48)
las mismas que se comprobaron mediante una
matriz de correlaciones policóricas (Figura 1). No obstante, para la normalidad se usó la recomendación de
Ferrando y Anguiano-Carrasco
(49)
para comprobar la normalidad multivariada, el análisis arrojó un valor de
inferior al 0,05 que demuestra no normalidad, el mencionado resultado junto a la naturaleza ordinal de los
ítems, se optó por utilizar mínimos cuadrados ordinarios como método de factorización. En cuanto a los
hallazgos del AFC de trabajaron con el estimador WLSMV usando el software R Studio con el paquete
Lavaan, asimismo se optó por un método de rotación oblicua con índices de ajuste como CFI > 0,95; GFI > 0,93;
TLI > 0,90, RMSEA < 0,05, SRMR < 0,08.
(50)
En este sentido, se estimó la confiabilidad por consistencia interna
mediante el coeficiente omega de McDonald por ser un análisis de confiabilidad por consistencia interna
menos sensible a la cantidad de ítems.
(51)
Adicionalmente, se optó por someter el test a procesos de invarianza
métrica por CFA así como determinar baremos para la interpretación de la prueba con base a percentiles.
RESULTADOS
Análisis sociodemográfico
En este estudio participaron 2 072 adolescentes de entre 14 y 17 años, con una proporción ligeramente mayor
de varones (55, 5 %, n = 1 149) en comparación con las mujeres (44, 5 %, n = 923). Más de la mitad tenía
una edad entre 14 y 15 años (59, 9 %, n = 1241) y cursaba el tercer año de secundaria (36, 3 %). La mayoría
provenía de instituciones educativas públicas (84, 5 %, n = 1 751) y vivía con ambos padres (77, 5 %, n = 1605),
lo que sugiere un contexto familiar mayormente estable. En cuanto a su lugar de residencia, tres de cada
cuatro adolescentes residían en la ciudad de Juliaca (73, 7 %, n = 1 527), lo que refleja una predominante
concentración urbana de la muestra.
Tabla 1. Características sociodemográficas de los participantes (N = 2 072)
Nota: F = frecuencia; % = porcentaje. Los porcentajes han sido redondeados a un decimal, por lo que no pueden sumar exactamente
100 %.
Evidencias de validez basada en el contenido
La tabla 2 muestra los índices de validez basados en el contenido del instrumento de 16 ítems. Se encontró
que el 93,75 % de los ítems (15 ítems) demostraron ser claros, importantes para evaluar el constructo y
pertinentes en la dimensión correcta, ya que los limites inferiores del intervalo (Low) se encontraron por
encima de 0,70 valor requerido por un criterio más conservador,
(46)
no obstante, el ítem 2 demostró un intervalo
igual a 0,60 en el criterio relevancia. Otros detalles más específicos identificaron a los ítems 10 y 15 con
intervalos limítrofes a 0,70 en los criterios relevancia y representatividad y solo al ítem 16 en el criterio
relevancia y claridad, mientras que los ítems 7, 12 la conjunción y 13 presentaron índices limítrofes de 0,71
solo en el criterio claridad.
Tabla 2. Coeficientes V de Aiken (IC del 95 %, n = 8)
Nota: M: media aritmética, DE: desviación estándar, V es el coeficiente V de Aiken, Low – Up: son intervalos de confianza inferior
y superior respectivamente.
Evidencia de validez basada en el constructo
La figura 1 muestra un mapa de calor basado en la matriz policórica de los 16 ítems. Se evidencia que los
ítems del 1 al 6 presentaron correlaciones más altas con coeficientes que oscilan entre 0,47 y 0,88, la segunda
zona significativamente correlacionada se encuentra entre los ítems 7 al 11 con coeficientes de correlación
entre 0,55 y 0,76 mientras que la tercera zona entre los ítems 12 al 16 mostro correlación entre 0,37 y 0,61,
lo que evidencia una esperada agrupación de ítems por cada factor muy similar a lo esperado teóricamente,
no obstante, los ítems 12, 14 y 16 mostraron correlaciones entre 0,44 y 0,67 con los ítems del primer factor,
agrupación no previsible estadísticamente.
Figura 1. Matriz policórica
Nota: Los cuadrantes en rojo indican la agrupación esperada desde el enfoque teórico, no representa un análisis adyacente a la
matriz policórica, el valor cercano a 1 se presenta de color azul; mientras que, el rojo al -1 y un color tenue o blanco representa
coeficientes ínfimos.
Análisis factorial exploratorio
El análisis factorial exploratorio obtenido a partir del 50 % inicial de los encuestados dio como resultado una
solución factorial de tres dimensiones con KMO de 0,903 con prueba de esfericidad de Bartlett de 0,000, esta
solución logró explicar el 56,7 % de la varianza con los 16 ítems muy similares a la matriz policórica y teórica
donde el factor 1 se conformó por los ítems 1 al 6, el factor 2 por los ítems 7 al 11, el factor 3 por los ítems
13 y 15 sin embargo los ítems 12, 14 y 16 mostraron cargas más altas dentro del factor 1, al verificar las
cargas superiores a 0.2 se encontró que estos ítems saturan el F3 con cargas de 0,357, 0,270 y 0,229
respectivamente.
Tabla 3. Cargas de los Factores
Nota: El método de rotación aplicado fue oblimin.
Análisis factorial confirmatorio
La tabla 4 presenta los índices de ajuste del modelo obtenidos mediante AFC utilizando modelos de ecuaciones
estructurales. El modelo 1 procesado por rotación oblicua mostró índices de ajuste de modelo, sin embargo al
observar las cargas factoriales y residuos asociados a cada ítem (ver figura 2A) encontramos que el ítem 15
alcanzó un residuo de 0,72, al excluirlo generamos un segundo modelo con mejores índices (TLI = 0,995,
CFI = 0,996, GFI = 0,996, NFI = 0,995, SRMR = 0,046 y RMSEA = 0,051), no obstante, encontramos que
el ítem 13 demostró un residuo de 0,71 (ver figura 2-b) lo que motivo a la exclusión del ítem 13 generando
un tercer modelo con índices de ajuste esperados. A pesar de esto, el modelo 2 se presenta como el más
adecuado, decisión que se discute más adelante.
Tabla 4. Índices de ajuste por CFA
Nota: El modelo 1 se procesó con una estructura basada en tres dimensiones con 16 ítems, el modelo 2 tiene 3 dimensiones con 15
ítems ya que se excluye al ítem 15, el modelo 3 tiene 3 dimensiones sin los ítems 13 y 15. Todos los modelos se procesaron con
rotación oblicua. (*) se trata del modelo elegido como adecuado.
Figura 2. Semplot de los modelos 1 y 2
A)
B)
Invarianza métrica
no sobrepasan 0.01 entre cada método de contraste; esto indica que la escala es equivalente entre varones y
mujeres, así como por edades entre 14 a 15 años y entre 16 y17 años.
Tabla 5. Invarianza métrica por sexo (Masculino = 552, Femenino = 484) y por edad (14 - 15 años = 622,
16 - 17 años = 414)
Confiabilidad por consistencia interna
Se aplicó el coeficiente omega de McDonald en su versión unidimensional con intervalos de confianza del
95 % lo que mostró que la primera dimensión, denominada “Creencias erróneas acerca del control del peso
cuanto a la dimensión “Experimentación de emociones agradables al comer” se evidencio una adecuada
confianza de 0,754 a 0,798.
Tabla 6. Confiabilidad por consistencia interna por factor
DISCUSIÓN
El presente estudio tuvo como objetivo adaptar y validar el cuestionario de emociones y creencias acerca de
la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la región de Puno, considerando el creciente riesgo de
adolescentes presenta algún tipo de TCA, lo cual evidencia la necesidad de contar con herramientas adecuadas
para su detección.
(52)
El CECAP busca evaluar emociones y creencias vinculadas a la alimentación, variables
que, según investigaciones previas, están asociadas al desarrollo de conductas alimentarias desadaptativas.
(53,54)
En este estudio, se buscó asegurar que el CECAP adaptado al contexto peruano realmente mida lo que se
propone, por lo cual se evaluó su validez basada en el contenido. Para ello, se utilizó el coeficiente V de
Aiken, poniendo especial atención en que los ítems fueran claros, relevantes y representativos. Diversos
autores, como Charter
(55)
y Ventura-León,
(56)
sugieren que el umbral de 0,70 para V de Aiken es adecuado
para validar la calidad de los ítems durante la adaptación transcultural. Por ello, la revisión individual de
ítems con valores cercanos al umbral asegura no solo el cumplimiento de estándares estadísticos, sino
también la pertinencia cultural y conceptual del instrumento, fortaleciendo su utilidad práctica en la población
peruana.
Además, se evaluó la validez basada en el constructo del CECAP, utilizando la matriz policórica, una técnica
especialmente recomendada para examinar la estructura interna de escalas tipo Likert.
(57,58)
Los resultados
revelaron tres factores bien definidos que respaldan la estructura teórica original del instrumento, lo que
sugiere que la adaptación al contexto peruano ha sido adecuada.
(17)
No obstante, algunas correlaciones entre
grupos de ítems distintos podrían estar reflejando particularidades culturales o dimensiones compartidas,
algo común en procesos de adaptación transcultural.
(59)
En conjunto, estos hallazgos refuerzan la validez del
constructo y abren la puerta a futuros estudios confirmatorios que permitan seguir afinando la estructura del
instrumento en distintos contextos.
(60)
En cuanto a los hallazgos obtenidos en el Análisis Factorial Exploratorio (AFE) evidenciaron una estructura
tridimensional adecuada, sustentada por un índice de adecuación muestral KMO de 0,903 y una prueba de
esfericidad de Bartlett significativa lo que respalda la pertinencia del análisis y adecuación de los datos para
la reducción factorial.
(61)
Simultáneamente, se utilizó también el método de estimación de mínimos cuadrados
no ponderados (ULS) sobre la matriz de correlaciones policóricas, el cual es recomendado para variables
ordinales como Likert.
(57,62)
De este modo, se realizó el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC), el cual muestra índices de ajuste obtenidos
(CFI = 0,979, TLI = 0,975, RMSEA = 0,058, SRMR = 0,057) se encuentran dentro de los rangos adecuados,
lo que indica que el modelo presenta un buen ajuste.
(1)
Así también, en comparación al instrumento original
muestra resultados favorables, lo que sugiere que la estructura del instrumento es funcional en ambos contextos
culturales.
(17)
En cuanto a las modificaciones del instrumento, se optó por la eliminación del ítem 15 (“Me fijo en el peso
de las personas”), debido a que presentó un residuo estandarizado de 0,72. Aunque el valor no supera el
umbral ya establecido para ser considerado un mal ajuste local (+2,5), sí refleja una discrepancia resaltante
que sugiere una inconsistencia entre el modelo teórico y los datos obtenidos.
(63)
No solo resalta la consideración
estadística, el ítem no reflejaba adecuadamente la intención evaluativa de la dimensión “Importancia que se
le otorga al peso corporal”, ya que hace referencia a una observación externa del peso ajeno, mientras que los
demás ítems de la dimensión se enfocan en creencias internalizadas y autorreferencias acerca del propio
peso, aspecto fundamental en la construcción de la autoimagen corporal.
(17)
Según Ramos et al.
(64)
detalla que la percepción del peso corporal se relaciona estrechamente con la autoestima
y las emociones hacia uno mismo, y no con actitudes evaluativas hacia las demás personas como hace
referencia este ítem. En este sentido, aunque el ítem 13 (“Pienso que el peso de las personas es importante”),
presentó un residuo de 0,71, fue conservado debido a que mantiene mejor ajuste teórico con la dimensión
relacionada al valor asignado al peso corporal en la experiencia personal
(63)
. Asimismo, cabe resaltar que se
respetó el criterio técnico que recomienda mantener un mínimo de cuatro ítems por factor para asegurar
estabilidad en la estimación del constructo y un modelo con mayor consistencia estructural.
(65)
Para comprobar que el CECAP funciona de manera consistente entre diferentes grupos, se realizó un análisis
de invarianza métrica. Los resultados mostraron que la estructura del instrumento se mantiene estable según
el género y la edad, en adolescentes de la región de Puno. El modelo de tres dimensiones y 15 ítems presentó
y los cambios observados entre los modelos configural, métrico, escalar y estricto fueron mínimos,
cumpliendo los estándares propuestos por Chen.
(66)
Los resultados obtenidos coinciden con investigaciones que han confirmado la estabilidad factorial de
instrumentos similares en adolescentes. Perpiña et al.
(37)
validó la Emotional Eating Scale for Children and
Adolescents, confirmando su estructura mediante análisis factorial confirmatorio. De manera similar, Lobera
et al.
(38)
adaptó la versión española de la Irrational Food Beliefs Scale, identificando dimensiones bien definidas
y con adecuados indicadores de validez. En conjunto, estas evidencias refuerzan la solidez del CECAP como
un instrumento útil y confiable para comparar creencias y emociones relacionadas con la alimentación y el
peso en distintos grupos, minimizando posibles sesgos de interpretación.
En cuanto a la confiabilidad, el CECAP fue evaluado mediante el coeficiente omega de McDonald, obteniendo
valores sólidos en cada de sus dimensiones: “Creencias erróneas acerca del control del peso corporal”
Kalogiratou et al.
(40)
REE 20(2) Riobamba may. - ago. 2026
cc
BY NC ND
42
ISSN-impreso 1390-7581
ISSN-digital 2661-6742
Lobera et al.
(38)
adaptaron una escala sobre creencias irracionales alimentarias en adolescentes, reportando
buena consistencia interna y estructura factorial clara.
En conjunto, estos hallazgos respaldan de manera sólida la fiabilidad del CECAP en la población adolescente,
posicionándolo como una herramienta adecuada para evaluar creencias y emociones sobre la alimentación y
peso. En cuanto a la estimación de la consistencia interna, se optó por utilizar el omega de McDonald, a
diferencia de estudios previos que emplearon el alfa de Cronbach, ya que proporciona estimaciones más
precisas en presencia de cargas factoriales desiguales o estructuras multidimensionales. Como sostiene
Ventura-León
(56)
, el alfa de Cronbach puede generar estimaciones poco confiables, recomendando el uso del
omega como una alternativa más sólida y actualizada.
En cuanto a las limitaciones del estudio, destaca el uso de un muestreo no probabilístico, lo cual restringe la
generalización de los resultados a la población adolescente en conjunto. Adicionalmente, la recolección de
datos mediante autoinforme podría haber estado influenciada por la deseabilidad social; no obstante, se
intentó mitigar este sesgo mediante la sensibilización previa de los participantes respecto a la importancia de
brindar respuestas honestas.
Finalmente, la aplicación del cuestionario se limitó a adolescentes de instituciones educativas de Puno y
Juliaca, lo que podría restringir la representatividad de los hallazgos en relación con la diversidad cultural,
lingüística y socioeconómica presente en otras regiones del país. Por ello, se recomienda que en futuras
investigaciones se utilice una muestra más amplia y representativa, a fin de obtener resultados que reflejen
con mayor precisión dicha diversidad en otras provincias o regiones del país.
CONCLUSIONES
El presente estudio evidenció que la versión adaptada del Cuestionario de Emociones y Creencias sobre la
Alimentación y el Peso (CECAP) presenta adecuadas propiedades psicométricas en adolescentes de la región
de Puno, Perú. La evidencia de validez de contenido mostró vales de V de Aiken superiores a 0,70, lo que
indica una adecuada claridad y pertinencia cultural de los ítems. En cuanto a la validez de constructo, análisis
factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el análisis factorial confirmatorio (CFI = 0,979;
TLI = 0,975; RMSEA = 0,058; SRMR = 0,057) corroboraron una estructura tridimensional consistente con
Finalmente, los coeficientes de omega de McDonald, con valores 0,776 y 0,895, reflejaron una adecuada
consistencia interna en todas las dimensiones del instrumento.
En términos generales, los resultados respaldan el uso del CECAP como un instrumento válido, fiable y
culturalmente pertinente para la evaluación de creencias y emociones alimentarias en adolescentes andinos.
Su implementación en ámbitos educativos y de salud mental favorece la identificación y prevención de
conductas alimentarias de riesgo asociadas a trastornos de la conducta alimentaria. Se sugiere que futuras
investigaciones amplíen el tamaño muestral e incorporen variables contextuales, como el entorno familiar y
las condiciones socioeconómicas, a fin de lograr una comprensión más integral de este fenómeno.
Financiamiento: la investigación fue financiada por los propios autores.
Agradecimientos: Se agradece a los adolescentes y docentes de las instituciones educativas de Puno y Juliaca
por su participación y colaboración durante el desarrollo del estudio.
Conflictos de intereses: Los autores declaran que no existe ningún conflicto de interés financiero, personal o
institucional que pudiera haber influido en los resultados o la interpretación del presente estudio.
Declaración de contribución:Todos los autores contribuyeron de manera equitativa en la concepción, del
estudio, el diseño metodológico, la recolección de datos, el análisis, la interpretación de resultados y la redacción
del manuscrito. Además, revisaron críticamente el contenido, aprobaron la versión final y asumen responsabilidad
conjunta por la integridad y exactitud del trabajo presentado.
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Adaptación y validación del Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el
Peso (CECAP)
Adaptation and validation of the emotions and beliefs about eating and weight questionnaire
(CECAP)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.02
Autores:
Winston Yoel Flores Yana - https://orcid.org/0009-0009-4987-5290
Meljhi Nikol Choquecahua Espinoza - https://orcid.org/0009-0006-8188-7505
Danaly Ceydi Mamani Mamani - https://orcid.org/0009-0004-7823-5093
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Puno, Perú.
Autor de correspondencia: Winston Yoel Flores Yana. Universidad Peruana Unión, Juliaca, Puno, Perú.
Dirección postal: Salida Arequipa, Km 6, Chullunquiani, Juliaca, Perú. Email: winston.flores@upeu.edu.pe.
Teléfono: +51 973733898.
Recibido: 15 de octubre de 2025 Aceptado: 06 de marzo de 2026
RESUMEN
El objetivo del estudio fue adaptar y validar el Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación
y el Peso (CECAP) en adolescentes de la región de Puno, Perú. Participaron 2 072 estudiantes de entre 14 a
18 años, seleccionados mediante un muestreo no probabilístico. La validez de contenido, medida con el
coeficiente V de Aiken, mostró valores por encima de 0.70, lo que evidenció la claridad y pertinencia de los
ítems. El análisis factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el confirmatorio (CFI = 0,996;
TLI = 0,995; RMSEA = 0,051; SRMR = 0,046) mostraron una estructura de tres dimensiones, consistente y
bien alineada con el modelo teórico original. Además, se revisó su la estructura factorial se mantenía igual
apuntaron a una adecuada consistencia interna. En resumen, la versión adaptada del CECAP muestra propiedades
psicométricas apropiadas y resulta valida y confiable, así que puede usarse como una herramienta útil para
evaluar las creencias y las emociones sobre la alimentación y el peso en adolescentes peruanos.
Palabras clave: emociones; adolescente; conducta alimentaria.
ABSTRACT
The aim of this study was to adapt and validate the Questionnaire of Emotions and Beliefs about Food and
Weight (CECAP) in adolescents from the Puno region of Peru. A total of 2,072 students aged 14 to 18 years
participated, selected using non-probability sampling. Content validity, measured using Aiken's V coefficient,
showed values above 0.70, demonstrating the clarity and relevance of the items. Exploratory factor analysis
(KMO = 0.903; Bartlett p < 0.001) and confirmatory factor analysis (CFI = 0.996; TLI = 0.995; RMSEA = 0.051;
SRMR = 0.046) revealed a three-dimensional structure, consistent and well-aligned with the original theoretical
model. Furthermore, the factor structure was verified to be consistent across gender and age groups.
consistency. In summary, the adapted version of the CECAP shows appropriate psychometric properties
and is valid and reliable, so it can be used as a useful tool to assess beliefs and emotions about food and
weight in Peruvian adolescents.
Keywords: Emotions; Adolescent; Eating Behavior.
INTRODUCCIÓN
Las enfermedades no transmisibles ocasionan aproximadamente de cinco millones de muertes al año.
(1)
En
este contexto, se estima que más de 390 millones de jóvenes en el mundo presentan sobrepeso, lo que refleja
una problemática de alcance global.
(2)
En un estudio español con 4 362 adolescentes, se identificó que el 9,6 %
de las chicas y el 1,7 % de los chicos mostraron indicios de trastornos alimentarios, reflejando una mayor
preocupación femenina por la imagen corporal.
(3)
Estos resultados permiten comprender que la influencia de
las emociones en el comportamiento alimentario es relevante, ya que pueden modificar el apetito y la
frecuencia de consumo alimenticio, generando alteraciones en la ingesta.
(4)
Cuando dichas variaciones superan
la capacidad de autorregulación cognitiva y fisiológica, se asocian con riesgos para la salud.
(5)
En el Perú, el Seguro Social de Salud (EsSalud señalo que, durante la pandemia, los casos de trastornos de
conducta alimentaria en adolescentes llegaron a duplicarse, afectando incluso a menores desde los 11 años.
(6)
Asimismo, se estima que el 51 % de la población experimenta inseguridad alimentaria,
(7)
mientras que
aproximadamente el 5 % de los adolescentes presenta alteraciones nutricionales, con mayor prevalencia en
mujeres jóvenes.
(8)
En este contexto, el estigma relacionado con el peso corporal se asocia con la alimentación
emocional, definida como la tendencia a aumentar o reducir la ingesta frente a emociones como la ira,
miedo, tristeza o la ansiedad.
(9)
Estas emociones negativas se relacionan con patrones alimentarios como
adaptativos, entre ellos la sobrealimentación emocional, la cual favorece el consumo elevado de alimentos
altos en grasa y azúcares y limita la capacidad de autoregular la ingesta.
(10)
De manera complementaria, se ha evidenciado que el estrés emocional también incrementa los niveles de
cortisol, lo que puede influir en la elección de alimentos poco saludables como forma de aliviar el malestar.
(11)
Esta dinámica se agrava por la exposición constante al estigma del peso, que eleva el cortisol y fomenta la
preferencia por alimentos calóricos, reforzando los patrones de alimentación emocional.
(12)
A pesar de ello,
el estigma del peso no solo se vincula con la alimentación emocional, sino también con un mayor aislamiento
social y una menor búsqueda de apoyo emocional, intensificando el ciclo de malestar psicológico y los
comportamientos alimentarios desadaptativos.
(13)
La conducta alimentaria está influida por factores socioculturales, creencias, entorno y emociones, los cuales
determinan los hábitos adquiridos en la infancia, lo que condiciona las prácticas alimentarias actuales.
(14)
Estudios realizados en el Perú señalan que los adolescentes presentan un alto riesgo nutricional, enfrentando
problemáticas como el sobrepeso, la obesidad y la anemia, y evidencian la escasez de investigaciones que
analicen los factores socioculturales que influyen en los hábitos alimentarios. Esta situación limita y dificulta
el desarrollo en la implementación de intervenciones en la salud pública que sean pertenecientes desde el
punto de vista cultural.
(15)
Del mismo modo, se ha reconocido que factores individuales, como dificultades
económicas para el acceso de alimentos y la preocupación por el aspecto físico, influyendo significativamente
en las conductas alimentarias de los adolescentes.
(16)
En este sentido, es fundamental abordar el estigma
asociado al peso desde un enfoque integral, considerando tanto aspectos psicológicos como los procesos
fisiológicos.
(17)
En relación con las emociones acerca de la alimentación y el peso, las diferentes reacciones emocionales
tienen efectos significativos a la hora de la ingesta de alimentos, lo cual provoca que el individuo ingiera una
cantidad excesiva de alimentos o viceversa, afectando sus hábitos alimenticios.
(18)
Estas investigaciones
abordan sobre estados emocionales negativos como el miedo o la depresión.
(19,20)
Un análisis psicosomático
ha demostrado que las personas con TCA consumen o dejan de consumir alimentos, ante emociones negativas
como una conducta aprendida orientada a disminuir el malestar emocional.
(21)
Como el comer en exceso en
respuesta a emociones negativas, como la ansiedad o irritabilidad emocional.
(22)
Respecto a las creencias acerca de la alimentación y el peso, se han revisado varios estudios los cuales señalan
que la percepción de la imagen corporal es generada en su mayoría por estereotipos o problemas sociales,
que afectan tanto a los adolescentes como adultos;
(23,24)
asimismo, hace alusión a creencias erróneas, referente
al peso y la alimentación que se asocian con conductas de restricción o exceso alimentario.
(17)
Diversos
medios de comunicación fomentan estereotipos de belleza irrealizables, creando una presión social que
impacta particularmente a los adolescentes y adultos jóvenes.
(25)
Creencias erróneas acerca del control del peso corporal, la autopercepción de una persona no siempre
manifiesta la realidad, dado que el peso está influenciado por muchos factores, como la edad, el género, la
familia, los compañeros, los medios y el origen étnico
(26)
La insatisfacción con la imagen corporal, el disgusto
por el cuerpo y el desdén pueden contribuir a los efectos negativos del aumento de peso en la salud.
(27)
La
forma en que percibimos nuestro peso influye significativamente en cómo nos sentimos con nosotros
mismos, cuando creemos que tener sobrepeso u obesidad es un reflejo de cualidades negativas que puede
dañarnos significativamente en nuestra autoestima.
(28)
Experimentación de emociones agradables al comer, la motivación humana para comer, así como la cantidad,
frecuencia y elección del consumo de alimentos, están influenciadas por variables que no están directamente
relacionadas con las necesidades fisiológicas ni con el valor nutricional de los alimentos, lo cual conlleva a
que cuando las personas hacen referencia a una emoción negativa dan por consecuencia a la ingesta impulsiva;
por otro lado, cuando prevalecen las emociones positivas, el aumento de la alimentación les proporciona
placer.
(29,30)
Adicionalmente, se ha comprobado que una emoción positiva también provoca una mayor ingesta
de alimentos no solo por el placer de consumir los alimentos
(31)
La importancia que se otorga al peso corporal es un asunto altamente ético en el debate público y en la
medicina.
(32–34)
Las normas sociales dictan que tener bajo peso o un peso "normal" es saludable, y los críticos
tratan a las personas con sobrepeso y obesidad: se les atribuye con frecuencia una carga moral, puesto que un
elemento central de la moralidad es que las características personales deseables dictan que el peso debe
ajustarse a estándares sociales predeterminados, por lo que emergen las cualidades morales del esfuerzo y el
autocontrol.
(32,35)
De esta forma, la creencia social de que el peso es controlable y que el exceso de peso refleja
inmoralidad por falta de esfuerzo y autocontrol es muy común tanto en la población general como en personas
que padecen obesidad.
(32,36)
En Europa, específicamente en España se validó el instrumento EES-C aplicada a 199 participantes de 9 a 16
años, confirmó un modelo factorial de cinco dimensiones (CFI = 0,935; GFI = 0,850; AGFI = 0,816; SRMR = 0,066;
(37)
Así también el instrumento IFBS
administrado a 323 jóvenes de 12 a 20 años, presentó una estructura bifactorial con adecuada medida muestral
con indicadores psicológicos y de salud.
(38)
En Barcelona, el EEQ validado en 354 sujetos de 12 a 39 años mostró consistencia interna adecuada en sus
(39)
En Grecia, la
EES-C validada en 139 estudiantes de 9 a 14 años, el AFE explicó el 47,67 % de la varianza total, con
indicadores de adecuación muestral satisfactorios (KMO = 0,869; Bartlett p < 0,001) y con alta consistencia
(40)
Otra versión adaptada de la EES-C en Turquía aplicada a 576 niños y adolescentes
CFI = 0,97), confirmando la robustez psicométrica del instrumento.
(41)
Por otra parte, diversos estudios realizados en América Latina respaldan la validez de estas escalas en distintos
contextos por ejemplo en México el instrumento CECAP, con 1 833 adolescentes de 14 a 18 años mostró
(17)
Y finalmente en Chile el instrumento
CFPQ-Teen aplicado a 473 adolescentes mostró un modelo de cuatro factores con buen ajuste (CFI = 0,965;
invariancia métrica y escalar por género, sin diferencias significativas entre hombres y mujeres.
(42)
Con base a lo expuesto, las bondades del instrumento que se pretende adaptar al contexto peruano, no se
centra en las patologías asociados a los TCA, como muchos otros instrumentos lo realizan; sino, lo que se
busca con este instrumento es indagar las creencias y emociones tanto positivas como negativas sobre la
alimentación y el peso que muchas veces son el detonante de los TCA, que tienen un mayor impacto en los
adolescentes y adultos jóvenes, facilitando la intervención temprana de dicha problemática.
(17)
Por ello, el
objetivo general de la presente investigación fue adaptar y analizar las propiedades psicométricas del
Cuestionario de Emociones y Creencias acerca de la Alimentación y el Peso (CECAP) al contexto peruano
y analizar la validez y confiabilidad en jóvenes de la región de Puno; asimismo, tiene como objetivos
específicos determinar la validez de contenido, constructo, la confiabilidad y la invarianza métrica del
cuestionario de emociones y creencias acerca de la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la
región de Puno.
MÉTODO
La investigación es de enfoque psicométrico, centrada en analizar las propiedades psicométricas del instru-
mento, mediante su aplicación, el análisis de puntajes e interpretación de resultados. Asimismo, se empleó
un diseño no experimental, ya que no implica la manipulación de variables, y corresponde a un corte trans-
versal, ya que busca recopilar y analizar datos de un sector de la población en un momento específico.
(43)
Participantes
La población estuvo constituida por jóvenes de las ciudades de Puno y Juliaca, ubicadas en el sur del Perú.
Dicha población es finita, ya que corresponde a un número determinado de estudiantes matriculados en
instituciones educativas de nivel secundario en ambas ciudades durante el año de aplicación del estudio. De
esta población se obtuvo una muestra de 2 072, de los cuales 537 correspondieron a la ciudad de Puno y 1
535 a Juliaca. La muestra se seleccionó mediante un muestreo no probabilístico, de tipo por conveniencia
basado en los criterios de selección y recursos de los investigadores.
(44)
Asimismo, este tamaño muestral
resulta mayor al estándar recomendado para análisis factoriales, que recomienda contar con 20 participantes
por ítem;
(45)
considerando que el instrumento posee 16 ítems, el tamaño mínimo requerido sería 320
participantes, cifra ampliamente superada por la muestra del presente estudio.
Para participar en el estudio se tomó como primer requisito el consentimiento y asentimiento informado, en
la misma línea, los candidatos debían tener entre 14 a 18 años, ambos sexos y que residieron durante la
evaluación en las ciudades de Puno y Juliaca, no se permitió la participación de personas con una nacionalidad
distinta a la peruana, ni de aquellas con alguna discapacidad permanente o temporal que les impidiera
comprender y responder adecuadamente las preguntas. Finalmente, se excluyeron las encuestas que estuvieron
incompletas o que tuvieran respuestas sesgadas en una sola categoría.
Instrumento
El instrumento adaptado en el contexto peruano fue el Cuestionario de emociones y creencias acerca de la
alimentación y el peso (CECAP). Dicho cuestionario es originario de la Ciudad de México y fue creado por
Silva y Gonzáles
(17)
. Este instrumento permite identificar con mayor comprensión las razones que explican
la sobreingesta o subingesta en adolescentes (14 a 18 años), considerando que, en muchos casos, podrían
estar influenciados por creencias inadecuadas o utilizando una alimentación como una estrategia disfuncional
de regulación emocional. El instrumento original consta de tres dimensiones y 16 ítems compuesto por la
escala tipo Likert (Nunca = 1, Algunas veces = 2, Con frecuencia = 3, Siempre = 4). El instrumento muestra
evidencias de validez adecuadas, así también se ha encontrado apropiados índices de bondad de ajuste
-
(17)
Análisis de datos
Dado que el instrumento original se encuentra en idioma español, no fue necesario realizar un proceso de
traducción. No obstante, se llevó a cabo un proceso de adaptación cultural mediante evaluación de validez
de contenido por siete jueces expertos, con el objetivo de verificar la claridad, pertinencia y adecuación
cultural de los ítems al contexto peruano; complementariamente, se usó la fórmula de Penfield y Giacobbi
(46)
al 95 % de confianza bajo un criterio conservador
(47)
que exige que los intervalos de confianza inferiores sean
mayores de 0,7; en cuanto al análisis factorial exploratorio y confirmatorio se optó por dividir los datos en
submuestras equivalentes de 1 036 participantes para cada análisis. El análisis factorial exploratorio exige el
estudio de la linealidad, normalidad y multicolinealidad
(48)
las mismas que se comprobaron mediante una
matriz de correlaciones policóricas (Figura 1). No obstante, para la normalidad se usó la recomendación de
Ferrando y Anguiano-Carrasco
(49)
para comprobar la normalidad multivariada, el análisis arrojó un valor de
inferior al 0,05 que demuestra no normalidad, el mencionado resultado junto a la naturaleza ordinal de los
ítems, se optó por utilizar mínimos cuadrados ordinarios como método de factorización. En cuanto a los
hallazgos del AFC de trabajaron con el estimador WLSMV usando el software R Studio con el paquete
Lavaan, asimismo se optó por un método de rotación oblicua con índices de ajuste como CFI > 0,95; GFI > 0,93;
TLI > 0,90, RMSEA < 0,05, SRMR < 0,08.
(50)
En este sentido, se estimó la confiabilidad por consistencia interna
mediante el coeficiente omega de McDonald por ser un análisis de confiabilidad por consistencia interna
menos sensible a la cantidad de ítems.
(51)
Adicionalmente, se optó por someter el test a procesos de invarianza
métrica por CFA así como determinar baremos para la interpretación de la prueba con base a percentiles.
RESULTADOS
Análisis sociodemográfico
En este estudio participaron 2 072 adolescentes de entre 14 y 17 años, con una proporción ligeramente mayor
de varones (55, 5 %, n = 1 149) en comparación con las mujeres (44, 5 %, n = 923). Más de la mitad tenía
una edad entre 14 y 15 años (59, 9 %, n = 1241) y cursaba el tercer año de secundaria (36, 3 %). La mayoría
provenía de instituciones educativas públicas (84, 5 %, n = 1 751) y vivía con ambos padres (77, 5 %, n = 1605),
lo que sugiere un contexto familiar mayormente estable. En cuanto a su lugar de residencia, tres de cada
cuatro adolescentes residían en la ciudad de Juliaca (73, 7 %, n = 1 527), lo que refleja una predominante
concentración urbana de la muestra.
Tabla 1. Características sociodemográficas de los participantes (N = 2 072)
Nota: F = frecuencia; % = porcentaje. Los porcentajes han sido redondeados a un decimal, por lo que no pueden sumar exactamente
100 %.
Evidencias de validez basada en el contenido
La tabla 2 muestra los índices de validez basados en el contenido del instrumento de 16 ítems. Se encontró
que el 93,75 % de los ítems (15 ítems) demostraron ser claros, importantes para evaluar el constructo y
pertinentes en la dimensión correcta, ya que los limites inferiores del intervalo (Low) se encontraron por
encima de 0,70 valor requerido por un criterio más conservador,
(46)
no obstante, el ítem 2 demostró un intervalo
igual a 0,60 en el criterio relevancia. Otros detalles más específicos identificaron a los ítems 10 y 15 con
intervalos limítrofes a 0,70 en los criterios relevancia y representatividad y solo al ítem 16 en el criterio
relevancia y claridad, mientras que los ítems 7, 12 la conjunción y 13 presentaron índices limítrofes de 0,71
solo en el criterio claridad.
Tabla 2. Coeficientes V de Aiken (IC del 95 %, n = 8)
Nota: M: media aritmética, DE: desviación estándar, V es el coeficiente V de Aiken, Low – Up: son intervalos de confianza inferior
y superior respectivamente.
Evidencia de validez basada en el constructo
La figura 1 muestra un mapa de calor basado en la matriz policórica de los 16 ítems. Se evidencia que los
ítems del 1 al 6 presentaron correlaciones más altas con coeficientes que oscilan entre 0,47 y 0,88, la segunda
zona significativamente correlacionada se encuentra entre los ítems 7 al 11 con coeficientes de correlación
entre 0,55 y 0,76 mientras que la tercera zona entre los ítems 12 al 16 mostro correlación entre 0,37 y 0,61,
lo que evidencia una esperada agrupación de ítems por cada factor muy similar a lo esperado teóricamente,
no obstante, los ítems 12, 14 y 16 mostraron correlaciones entre 0,44 y 0,67 con los ítems del primer factor,
agrupación no previsible estadísticamente.
Figura 1. Matriz policórica
Nota: Los cuadrantes en rojo indican la agrupación esperada desde el enfoque teórico, no representa un análisis adyacente a la
matriz policórica, el valor cercano a 1 se presenta de color azul; mientras que, el rojo al -1 y un color tenue o blanco representa
coeficientes ínfimos.
Análisis factorial exploratorio
El análisis factorial exploratorio obtenido a partir del 50 % inicial de los encuestados dio como resultado una
solución factorial de tres dimensiones con KMO de 0,903 con prueba de esfericidad de Bartlett de 0,000, esta
solución logró explicar el 56,7 % de la varianza con los 16 ítems muy similares a la matriz policórica y teórica
donde el factor 1 se conformó por los ítems 1 al 6, el factor 2 por los ítems 7 al 11, el factor 3 por los ítems
13 y 15 sin embargo los ítems 12, 14 y 16 mostraron cargas más altas dentro del factor 1, al verificar las
cargas superiores a 0.2 se encontró que estos ítems saturan el F3 con cargas de 0,357, 0,270 y 0,229
respectivamente.
Tabla 3. Cargas de los Factores
Nota: El método de rotación aplicado fue oblimin.
Análisis factorial confirmatorio
La tabla 4 presenta los índices de ajuste del modelo obtenidos mediante AFC utilizando modelos de ecuaciones
estructurales. El modelo 1 procesado por rotación oblicua mostró índices de ajuste de modelo, sin embargo al
observar las cargas factoriales y residuos asociados a cada ítem (ver figura 2A) encontramos que el ítem 15
alcanzó un residuo de 0,72, al excluirlo generamos un segundo modelo con mejores índices (TLI = 0,995,
CFI = 0,996, GFI = 0,996, NFI = 0,995, SRMR = 0,046 y RMSEA = 0,051), no obstante, encontramos que
el ítem 13 demostró un residuo de 0,71 (ver figura 2-b) lo que motivo a la exclusión del ítem 13 generando
un tercer modelo con índices de ajuste esperados. A pesar de esto, el modelo 2 se presenta como el más
adecuado, decisión que se discute más adelante.
Tabla 4. Índices de ajuste por CFA
Nota: El modelo 1 se procesó con una estructura basada en tres dimensiones con 16 ítems, el modelo 2 tiene 3 dimensiones con 15
ítems ya que se excluye al ítem 15, el modelo 3 tiene 3 dimensiones sin los ítems 13 y 15. Todos los modelos se procesaron con
rotación oblicua. (*) se trata del modelo elegido como adecuado.
Figura 2. Semplot de los modelos 1 y 2
A)
B)
Invarianza métrica
no sobrepasan 0.01 entre cada método de contraste; esto indica que la escala es equivalente entre varones y
mujeres, así como por edades entre 14 a 15 años y entre 16 y17 años.
Tabla 5. Invarianza métrica por sexo (Masculino = 552, Femenino = 484) y por edad (14 - 15 años = 622,
16 - 17 años = 414)
Confiabilidad por consistencia interna
Se aplicó el coeficiente omega de McDonald en su versión unidimensional con intervalos de confianza del
95 % lo que mostró que la primera dimensión, denominada “Creencias erróneas acerca del control del peso
cuanto a la dimensión “Experimentación de emociones agradables al comer” se evidencio una adecuada
confianza de 0,754 a 0,798.
Tabla 6. Confiabilidad por consistencia interna por factor
DISCUSIÓN
El presente estudio tuvo como objetivo adaptar y validar el cuestionario de emociones y creencias acerca de
la alimentación y el peso (CECAP) en jóvenes de la región de Puno, considerando el creciente riesgo de
adolescentes presenta algún tipo de TCA, lo cual evidencia la necesidad de contar con herramientas adecuadas
para su detección.
(52)
El CECAP busca evaluar emociones y creencias vinculadas a la alimentación, variables
que, según investigaciones previas, están asociadas al desarrollo de conductas alimentarias desadaptativas.
(53,54)
En este estudio, se buscó asegurar que el CECAP adaptado al contexto peruano realmente mida lo que se
propone, por lo cual se evaluó su validez basada en el contenido. Para ello, se utilizó el coeficiente V de
Aiken, poniendo especial atención en que los ítems fueran claros, relevantes y representativos. Diversos
autores, como Charter
(55)
y Ventura-León,
(56)
sugieren que el umbral de 0,70 para V de Aiken es adecuado
para validar la calidad de los ítems durante la adaptación transcultural. Por ello, la revisión individual de
ítems con valores cercanos al umbral asegura no solo el cumplimiento de estándares estadísticos, sino
también la pertinencia cultural y conceptual del instrumento, fortaleciendo su utilidad práctica en la población
peruana.
Además, se evaluó la validez basada en el constructo del CECAP, utilizando la matriz policórica, una técnica
especialmente recomendada para examinar la estructura interna de escalas tipo Likert.
(57,58)
Los resultados
revelaron tres factores bien definidos que respaldan la estructura teórica original del instrumento, lo que
sugiere que la adaptación al contexto peruano ha sido adecuada.
(17)
No obstante, algunas correlaciones entre
grupos de ítems distintos podrían estar reflejando particularidades culturales o dimensiones compartidas,
algo común en procesos de adaptación transcultural.
(59)
En conjunto, estos hallazgos refuerzan la validez del
constructo y abren la puerta a futuros estudios confirmatorios que permitan seguir afinando la estructura del
instrumento en distintos contextos.
(60)
En cuanto a los hallazgos obtenidos en el Análisis Factorial Exploratorio (AFE) evidenciaron una estructura
tridimensional adecuada, sustentada por un índice de adecuación muestral KMO de 0,903 y una prueba de
esfericidad de Bartlett significativa lo que respalda la pertinencia del análisis y adecuación de los datos para
la reducción factorial.
(61)
Simultáneamente, se utilizó también el método de estimación de mínimos cuadrados
no ponderados (ULS) sobre la matriz de correlaciones policóricas, el cual es recomendado para variables
ordinales como Likert.
(57,62)
De este modo, se realizó el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC), el cual muestra índices de ajuste obtenidos
(CFI = 0,979, TLI = 0,975, RMSEA = 0,058, SRMR = 0,057) se encuentran dentro de los rangos adecuados,
lo que indica que el modelo presenta un buen ajuste.
(1)
Así también, en comparación al instrumento original
muestra resultados favorables, lo que sugiere que la estructura del instrumento es funcional en ambos contextos
culturales.
(17)
En cuanto a las modificaciones del instrumento, se optó por la eliminación del ítem 15 (“Me fijo en el peso
de las personas”), debido a que presentó un residuo estandarizado de 0,72. Aunque el valor no supera el
umbral ya establecido para ser considerado un mal ajuste local (+2,5), sí refleja una discrepancia resaltante
que sugiere una inconsistencia entre el modelo teórico y los datos obtenidos.
(63)
No solo resalta la consideración
estadística, el ítem no reflejaba adecuadamente la intención evaluativa de la dimensión “Importancia que se
le otorga al peso corporal”, ya que hace referencia a una observación externa del peso ajeno, mientras que los
demás ítems de la dimensión se enfocan en creencias internalizadas y autorreferencias acerca del propio
peso, aspecto fundamental en la construcción de la autoimagen corporal.
(17)
Según Ramos et al.
(64)
detalla que la percepción del peso corporal se relaciona estrechamente con la autoestima
y las emociones hacia uno mismo, y no con actitudes evaluativas hacia las demás personas como hace
referencia este ítem. En este sentido, aunque el ítem 13 (“Pienso que el peso de las personas es importante”),
presentó un residuo de 0,71, fue conservado debido a que mantiene mejor ajuste teórico con la dimensión
relacionada al valor asignado al peso corporal en la experiencia personal
(63)
. Asimismo, cabe resaltar que se
respetó el criterio técnico que recomienda mantener un mínimo de cuatro ítems por factor para asegurar
estabilidad en la estimación del constructo y un modelo con mayor consistencia estructural.
(65)
Para comprobar que el CECAP funciona de manera consistente entre diferentes grupos, se realizó un análisis
de invarianza métrica. Los resultados mostraron que la estructura del instrumento se mantiene estable según
el género y la edad, en adolescentes de la región de Puno. El modelo de tres dimensiones y 15 ítems presentó
y los cambios observados entre los modelos configural, métrico, escalar y estricto fueron mínimos,
cumpliendo los estándares propuestos por Chen.
(66)
Los resultados obtenidos coinciden con investigaciones que han confirmado la estabilidad factorial de
instrumentos similares en adolescentes. Perpiña et al.
(37)
validó la Emotional Eating Scale for Children and
Adolescents, confirmando su estructura mediante análisis factorial confirmatorio. De manera similar, Lobera
et al.
(38)
adaptó la versión española de la Irrational Food Beliefs Scale, identificando dimensiones bien definidas
y con adecuados indicadores de validez. En conjunto, estas evidencias refuerzan la solidez del CECAP como
un instrumento útil y confiable para comparar creencias y emociones relacionadas con la alimentación y el
peso en distintos grupos, minimizando posibles sesgos de interpretación.
En cuanto a la confiabilidad, el CECAP fue evaluado mediante el coeficiente omega de McDonald, obteniendo
valores sólidos en cada de sus dimensiones: “Creencias erróneas acerca del control del peso corporal”
Kalogiratou et al.
(40)
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43
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Lobera et al.
(38)
adaptaron una escala sobre creencias irracionales alimentarias en adolescentes, reportando
buena consistencia interna y estructura factorial clara.
En conjunto, estos hallazgos respaldan de manera sólida la fiabilidad del CECAP en la población adolescente,
posicionándolo como una herramienta adecuada para evaluar creencias y emociones sobre la alimentación y
peso. En cuanto a la estimación de la consistencia interna, se optó por utilizar el omega de McDonald, a
diferencia de estudios previos que emplearon el alfa de Cronbach, ya que proporciona estimaciones más
precisas en presencia de cargas factoriales desiguales o estructuras multidimensionales. Como sostiene
Ventura-León
(56)
, el alfa de Cronbach puede generar estimaciones poco confiables, recomendando el uso del
omega como una alternativa más sólida y actualizada.
En cuanto a las limitaciones del estudio, destaca el uso de un muestreo no probabilístico, lo cual restringe la
generalización de los resultados a la población adolescente en conjunto. Adicionalmente, la recolección de
datos mediante autoinforme podría haber estado influenciada por la deseabilidad social; no obstante, se
intentó mitigar este sesgo mediante la sensibilización previa de los participantes respecto a la importancia de
brindar respuestas honestas.
Finalmente, la aplicación del cuestionario se limitó a adolescentes de instituciones educativas de Puno y
Juliaca, lo que podría restringir la representatividad de los hallazgos en relación con la diversidad cultural,
lingüística y socioeconómica presente en otras regiones del país. Por ello, se recomienda que en futuras
investigaciones se utilice una muestra más amplia y representativa, a fin de obtener resultados que reflejen
con mayor precisión dicha diversidad en otras provincias o regiones del país.
CONCLUSIONES
El presente estudio evidenció que la versión adaptada del Cuestionario de Emociones y Creencias sobre la
Alimentación y el Peso (CECAP) presenta adecuadas propiedades psicométricas en adolescentes de la región
de Puno, Perú. La evidencia de validez de contenido mostró vales de V de Aiken superiores a 0,70, lo que
indica una adecuada claridad y pertinencia cultural de los ítems. En cuanto a la validez de constructo, análisis
factorial exploratorio (KMO = 0,903; Bartlett p < 0,001) y el análisis factorial confirmatorio (CFI = 0,979;
TLI = 0,975; RMSEA = 0,058; SRMR = 0,057) corroboraron una estructura tridimensional consistente con
Finalmente, los coeficientes de omega de McDonald, con valores 0,776 y 0,895, reflejaron una adecuada
consistencia interna en todas las dimensiones del instrumento.
En términos generales, los resultados respaldan el uso del CECAP como un instrumento válido, fiable y
culturalmente pertinente para la evaluación de creencias y emociones alimentarias en adolescentes andinos.
Su implementación en ámbitos educativos y de salud mental favorece la identificación y prevención de
conductas alimentarias de riesgo asociadas a trastornos de la conducta alimentaria. Se sugiere que futuras
investigaciones amplíen el tamaño muestral e incorporen variables contextuales, como el entorno familiar y
las condiciones socioeconómicas, a fin de lograr una comprensión más integral de este fenómeno.
Financiamiento: la investigación fue financiada por los propios autores.
Agradecimientos: Se agradece a los adolescentes y docentes de las instituciones educativas de Puno y Juliaca
por su participación y colaboración durante el desarrollo del estudio.
Conflictos de intereses: Los autores declaran que no existe ningún conflicto de interés financiero, personal o
institucional que pudiera haber influido en los resultados o la interpretación del presente estudio.
Declaración de contribución:Todos los autores contribuyeron de manera equitativa en la concepción, del
estudio, el diseño metodológico, la recolección de datos, el análisis, la interpretación de resultados y la redacción
del manuscrito. Además, revisaron críticamente el contenido, aprobaron la versión final y asumen responsabilidad
conjunta por la integridad y exactitud del trabajo presentado.
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