Italian validation of chEAT with pre-adolescents: attitude towards the own weight

di Andrea Laudadio*, Nerina Huober*, Rosanna Di Gianfrancesco**, Maria D’Alessio*
* Università di Roma “La Sapienza” – Facoltà di Psicologia 1
** Dirigente Medico Azienda Sanitaria Locale Lanciano-Vasto

Keywords: Eating disorders, Eating Attitudes Test, pre-adolescents, validity, reliability.

Riassunto

Nell’articolo è descritto l’adattamento italiano per pre-adolescenti  del Children’s Eating Attitude Test (chEAT) di Maloney et al., (1988). Lo strumento è risultato composto da una sola scala che fa riferimento all’atteggiamento in relazione al controllo del peso. Complessivamente la fase di analisi della validità di costrutto ha coinvolto circa 1.300 pre-adolescenti di entrambi i generi.

Le validità convergente e discriminante sono state verificate su un campione di 425 soggetti di età compresa tra i 12 e i 14 anni. Lo strumento presenta una buona validità convergente e di costrutto, oltre ad un buon livello di attendibilità. Sono state riscontrate differenze significative tra i gruppi con alta e bassa tendenza al disordine alimentare.

Abstract

In the article is described the Italian adaptation for pre-adolescents of the Children’s Eating Attitude Test (chEAT) of Maloney et al., (1988). The instrument is articulated in a subscale that examine the attitude in relation to control of weight. In all the stage of analysis of the construct validity has involved about 1.300 pre-adolescents of both sorts.

The concurrent and discriminant validity have been verified on a sample of 425 subjects aged 12 through 14 years. The instrument presents a good concurrent validity and a good level of reliability. Have been verified significative differences between groups with high and low inclination to eating disorder.

Premessa

L’alimentazione rappresenta un momento essenziale nella cura del bambino, non solo per l’aspetto fisiologico ma anche come possibilità di scambio affettivo, attorno all’alimentazione si annoda l’asse d’interazione più precoce tra madre e bambino, asse che costituirà il nucleo di riferimento dei diversi stadi successivi dello sviluppo (Marcelli, 2001). Il comportamento alimentare è parte integrante dello sviluppo del legame di attaccamento. Quando il bambino ha fame, al pari di altre situazioni in cui ha freddo, è malato o soffre, viene attivato il comportamento di attaccamento, allo scopo di ottenere la vicinanza della madre, per poter ristabilire un equilibrio affettivo (Bowlby, 1989).

Nella transizione adolescenziale, l’assunzione alimentare può servire al bambino, diventato adolescente, a risolvere o a mascherare dei problemi di adattamento interni o esterni (Bruch, 1964) all’interno di una fase critica spesso caratterizzata da una accresciuta vulnerabilità e dal rischio di un funzionamento non ottimale, che possono riflettere problemi, disfunzioni nella coordinazione tra lo sviluppo cerebrale, l’articolazione del sistema cognitivo e comportamentale ed i processi di regolazione emotiva, in quanto lo sviluppo individuale dipende dalla interconnessione di queste linee evolutive (Steinberg, 2005). In particolare, studi condotti nel campo delle neuroscienze evolutive sugli aspetti strutturali e funzionali dello sviluppo cerebrale nel corso della prima adolescenza hanno messo in luce importanti trasformazioni in diverse regioni della corteccia prefrontale che comportano un aumento dell’efficacia del processing delle informazioni e sono coinvolti nei processi di metacognizione, autovalutazione e autoregolazione (Sowell, Delis, Stiles, Jernigan, 2002). Inoltre, sono state riscontrate, riduzioni nello strato corticale, nelle regioni parietale e dorsale frontale (Sowell et al., 2002).

I disordini alimentari nella pre-adolescenza

In ambito clinico alcuni ricercatori (Costello, Mustillo, Erkanli, Keeler, Angold, 2003) attraverso uno studio longitudinale hanno valutato lo sviluppo e la prevalenza di disturbi psichiatrici dai 9 ai 16 anni, hanno dimostrato che nella prima adolescenza, il rischio di avere almeno un disturbo è molto alto. I disturbi psichiatrici più frequenti sono stati: ansia sociale, depressione, panico e abuso di sostanze. In particolare, sono stati registrati casi di continuità dello stesso disturbo tra i quali rientravano tutti i disturbi tranne le fobie. Mentre in altri casi dall’infanzia all’adolescenza, c’era stato il passaggio da un disturbo ad un altro, per esempio dalla depressione all’ansia, oppure dall’ansia all’abuso di sostanze (ibidem). Inoltre,  numerose ricerche sottolineano come i ragazzi, già a partire dalla prima adolescenza, mettano in atto frequentemente condotte a rischio come: uso e abuso di droghe, attività sessuali senza protezione, comportamenti alimentari disfunzionali, tendendo ad intensificare tali condotte durante l’intero corso dell’adolescenza (Field, Taylor, Celio, Colditz, 2004). Infatti, attraverso una breve valutazione è possibile identificare nella pre-adolescenza comportamenti bulimici (abbuffate, eliminazione) o identificare il rischio di poter assumere comportamenti bulimici (Field et al., 2004).

Dal punto di vista clinico i disordini alimentari prendono la forma sia di modificazioni stabili (obesità, anoressia e bulimia nervosa) o fluttuanti, sia di preoccupazioni dietetiche eccessive legate all’aspetto fisico, che comportano abitudini alimentari particolari (Marcelli & Braconnier, 2001).

Per questo motivo Bruch (1964) distingue nettamente nel caso dell’anoressia mentale, due gruppi: nel primo o anoressia mentale vera, la ricerca di una forma del corpo esile costituisce lo scopo da raggiungere qualunque ne siano i motivi; nel secondo gruppo la stessa funzione alimentare è disturbata, in quanto l’assunzione di cibo assume significati pericolosi: il dimagrimento è secondario.

I disordini alimentari nei pre-adolescenti rappresentano un serio problema in quanto possono essere causa di lunghe storie di patologie mediche e psicologiche, fino alla morte prematura. Le recenti scoperte sulla eziologia, patogenesi, prevenzione, screening e fattori di rischio, hanno dimostrato che nei disordini alimentari in particolare anoressia e bulimia nervosa, in bambini e pre-adolescenti la mortalità corrisponde al 5.6% dei casi (Rome & Ammerman, 2003).

Generalmente i disordini alimentari, compaiono, per entrambi i generi, dalla media alla tarda adolescenza, tra i 14 e 18 anni (DSM-IV-TR, 2002). Secondo Johnson, Tobin e Enright (1989), gli individui affetti da questi disturbi sono per la maggior parte caucasici istruiti, di sesso femminile, economicamente avvantaggiati e radicati nella cultura occidentale. La totalità degli studi sottolineano la prevalenza dei disordini alimentari nelle ragazze. Anche se recenti studi hanno messo in evidenzia l’allargarsi del fenomeno anche tra i maschi (Lombardo, et al., 2003), nella popolazione con disordini alimentari, i maschi rappresentano il 10-15%. Purtroppo è difficile determinare la specifica percentuale tra i maschi, a causa sia della natura non del tutto compresa dei disordini alimentari e sia del pregiudizio che i disordini alimentari siano presenti solo nelle ragazze. Inoltre, lo stigma della società intorno ai disordini alimentari è di vergogna e segretezza, per cui i maschi con disordini alimentari spesso nascondono la loro condizione per lungo tempo (Ray & Shannon, 2004). È doveroso precisare però che al termine di un ampio studio alcuni autori (Nicholls, Chater e Lask, 2000) sottolineino la necessità di ripensare completamente la classificazione dei disordini alimentari fornita dall’ICD-10 e dal DSM-IV per quanto riguarda i pre-adolescenti che, a loro giudizio, non risulterebbe affidabile, suggerendo l’adozione – più puntuale – del GOS (Great Ormond Street).

I disordini alimentari – probabilmente – sono il risultato di una interazione tra dimensioni individuali e sociali (Wonderlich, Connolly, Stice, 2004).

Per quanto concerne le dimensioni individuali, in alcuni gruppi di pazienti con diagnosi di disturbo del   comportamento alimentare, sono stati osservati bassi livelli di funzionalità dei circuiti della serotonina, in quanto è stato dimostrato che particolari abitudini alimentari, soprattutto il digiuno o una dieta estremamente rigida, possono determinare una riduzione dei livelli circolanti di L-Triptofano, l’aminoacido precursore della sintesi della serotonina (Miotto, Frezza, Petretto, Masala, Preti, 2003). Bassi livelli di funzionalità dei circuiti della serotonina sono stati associati ad un maggiore rischio di comportamenti aggressivi segnati da impulsività, sia esternalizzati (aggressione) che autorivolti (suicidio) (Miotto, et al., 2003). Infatti, l’impulsività, che condiziona la messa in atto di un ampio ventaglio di comportamenti aggressivi, sembra essere un tratto di personalità diffuso tra pazienti con disturbo del comportamento alimentare, soprattutto in coloro che ricevono la diagnosi di bulimia. In una larga percentuale di casi è stata osservata una rilevante co-morbidità tra bulimia nervosa e comportamenti segnati da impulsività quale l’abuso di sostanze psicoattive, la tendenza alla cleptomania ed al taccheggio. Pazienti con diagnosi di anoressia o bulimia nervosa manifestano anche una elevata frequenza di comportamenti improntati ad aggressività auto-rivolta, che vanno da atti autolesivi semplici, quali lo strapparsi i capelli o il mangiarsi le unghie, ad atti di automutilazione complessi (infliggersi volontariamente bruciature o incidere la pelle con oggetti taglienti), sino a gravi tentativi di suicidio (ibidem). A tale proposito, secondo alcuni autori (Wonderlich et al., 2004) una maggiore propensione all’aggressività in coloro che manifestano modelli alimentari anomali può anche accompagnarsi ad una maggiore incidenza di comportamenti a rischio, quali impulsività e condotte suicidarie. Ad ulteriore conferma di questo dato, sembrerebbe che gli adolescenti con attitudini o condotte indicative di un disturbo del comportamento alimentare tendono ad ammettere una maggiore propensione all’aggressività, che può esprimersi sul piano clinico come ostilità o mancata compliance ai trattamenti (Miotto et al., 2003).

In relazione alle dimensioni sociali, alcuni studi (Ravaldi, Cangioli, Vannacci, Ricca, 2005) hanno valutato il ruolo dei fattori ambientali di tipo familiare. La recente abitudine a mangiare fuori casa ha provocato una diminuzione del numero dei pasti consumati in famiglia. La condivisione dei pasti, che al bambino serve per relazionarsi e socializzare, viene a perdere la consuetudine e la ricorrenza, diventando in alcuni casi l’eccezione e non la regola.

Gli studi hanno confermato l’importanza dei comportamenti dei genitori riguardo al cibo, in particolare, quando i genitori consumano i pasti insieme ai figli, creando un’atmosfera positiva e relazionandosi in modo appropriato con il cibo, i bambini tendono a seguire un regime dietetico di migliore qualità. Ad esempio, la presenza dei genitori durante il pasto serale è associata con un maggior consumo di frutta, verdura e latticini da parte dei figli e, più in generale, al consumo di cibi ricchi di vitamine, viceversa genitori con comportamenti alimentari indefiniti e caotici, specialmente se associati a restrizione dietetica, hanno più facilmente figli in soprappeso (Ravaldi, et al., 2005; Fernandez-Aranda, et al. 2007

I genitori forniscono ai figli un modello di riferimento sia per le abitudini alimentari e le modalità di consumo dei pasti, sia per l’aspetto emotivo e di socializzazione legato all’atto stesso dell’alimentarsi. L’ambiente familiare influenza inoltre il livello di attività fisica del bambino cosi come la sedentarietà. Convinzioni e comportamenti dei genitori riguardo i cibi e il corpo possono promuovere fin dalla prima infanzia vissuti problematici riguardo al peso e all’alimentazione. Quando in famiglia una madre adotta un regime dietetico restrittivo, la compresenza di pratiche restrittive e compensatorie nelle modalità di accudimento nutrizionali, e la tendenza a controbilanciare la propria restrizione ipernutrendo i figli, possono generare nel bambino risultati differenti opposti. Anche il comportamento alimentare paterno ed i pensieri del padre su alimentazione e peso possono influenzare l’attitudine del figlio alla dieta. Un padre che dà importanza all’aspetto fisico del figlio e soprattutto alla magrezza, genera nei figli un atteggiamento alimentare orientato alla restrizione. Anche la percezione dei desideri paterni è importante nel predire comportamenti alimentari restrittivi o preoccupazioni per il peso (Ravaldi et al., 2005).

Infatti molti adolescenti con disturbi alimentari riferiscono, pattern alimentari infantili scorretti, per esempio assenza di colazione, pasti frequenti ai fast food, uso continuo di dolci e merendine. Inoltre essi descrivono i loro familiari come particolarmente polarizzati sul cibo. Durante la loro infanzia, grande enfasi era data ai pasti durante eventi importanti della famiglia, ed il cibo è più frequentemente usato come premio o punizione. Infine la valutazione del rapporto genitore/figlio e dei diversi pattern d’attaccamento ha dimostrato che il modo in cui il genitore si rapporta alle abitudini alimentari del bambino è fortemente condizionato dalla relazione che intercorre tra i due; in particolare stili di accudimento intrusivi ed ostili sono principali fattori predittivi per lo sviluppo di disturbi del comportamento alimentare (Ravaldi et al., 2005).

Per quanto riguarda le femmine pre-adolescenti, gli studi hanno dimostrato che nelle femmine con disordini alimentari è stato riscontrato, un certo livello di insoddisfazione per il proprio corpo (Preti, Miotto, Mura, Petretto, 2003). L’attenzione al proprio aspetto fisico, o alla taglia ed alle forme del proprio corpo, è esperienza diffusa ed importante in alcune professioni, come quella di modella, o di ballerina, nelle quali è stata effettivamente osservata una elevata prevalenza di disordini alimentari, superiore a quella osservata in popolazioni di controllo (ibidem). Esistono però sottopopolazioni di pre-adolescenti maschi che presentano elevati fattori di rischio. I maschi più a rischio, per lo sviluppo di disordini alimentari sono i pre-adolescenti impegnati in attività atletiche, soprattutto negli sport dove sono preferiti corpi magri (Ray, et al., 2004). Sembrerebbe che i pre-adolescenti maschi che vivono in famiglie in cui l’apparenza, l’immagine del corpo sono enfatizzati, hanno maggior rischio di sviluppare disordini alimentari (Ray, et al., 2004).

Strumenti diagnostici

Per tutti questi motivi, è necessario, intervenire “al più presto”, perché la prevenzione primaria combinata con un primo riconoscimento e trattamento, aiutino a diminuire la morbilità e mortalità nei pre-adolescenti con disordini alimentari (Rome et al., 2003)

Negli ultimi venti anni, sono stati realizzati numerosi strumenti psicometrici specifici per la valutazione dei disordini alimentari negli adolescenti. Spesso, questi strumenti vengono utilizzati sia nello screening di popolazione sia per scopi diagnostici, sia per valutare l’efficacia di un trattamento terapeutico (Piccolo, Cuzzolaro, Temperilli, 2004). La tabella 1 elenca gli strumenti più diffusamente utilizzati e disponibili in letteratura.

Tabella 1 – Strumenti psicometrici utilizzati per la valutazione dei disordini alimentari con adolescenti e pre-adolescenti

Autori, anno (eventuale versione italiana)	Nome	Scale	Item	Destinatari dello strumento
Garner e Garfinkel, 1979 (Cuzzolaro, Petrilli, 1988)	Eating Attitude Test (EAT-40)	Digiuno (α=.80), Bulimia (α=.70), Controllo orale (α=.83).	40	Dai 16 ai 19 anni
Garner, Olmstead, Bohr e Garfinkel,1982   (Dotti, Lazzari, 1998)	Eating Attitude Test (EAT-26)	Dieta (α=.80), Bulimia e preoccupazione per il cibo (α=.76), Controllo Orale (α=.83).	26	Dai 14 ai 18 anni
Maloney, McGuire e Daniels (1988)	Children’s Eating Attitude Test (ChEAT)	Dieta (α=.80), Bulimia (α=.70), Preoccupazione per il cibo (α=.76), Controllo Orale (α=.83).	25	Dagli 8 ai 13 anni
Garner, 1983	Eating Disorder Inventory (EDI)	Impulso a dimagrire (α=.86), Bulimia (α=.88), Insoddisfazione per il corpo (α=.90), Inadeguatezza (α=.93), Perfezionismo (α=.85), Sfiducia interpersonale (α=.85), Consapevolezza enterocettiva (α=.83), Paura della maturità (α=.89).	64	Dai 14 anni in poi
Garner,1991. di (Rizzardi, Trombini e Trombini Corazza, 1995)	Eating Disorder Inventory-2 (EDI-2)	Impulso a dimagrire (α=.86), Bulimia (α=.88), Insoddisfazione per il corpo (α=.90), Inadeguatezza (α=.93), Perfezionismo (α=.85), Sfiducia interpersonale (α=.85), Consapevolezza enterocettiva (α=.83), Paura della maturità (α=.89), Ascetismo (α=.70), Impulsività (α=.77), Insicurezza sociale (α=.80).	91	Dagli 11 anni in poi
Fairburn e Cooper, 1993	Eating Disorder Examination (EDE)	Restrizione alimentare (α=.75), Bulimia (α=.90), Preoccupazione per l’alimentazione (α=.78), Preoccupazione per la forma (α=.82), Preoccupazione per il peso (α=.67).	62	Dai 14 anni in poi

Come si evince dalla tabella è esiguo il numero di strumenti destinati ai pre-adolescenti. Gli unici due sembrerebbero essere l’Eating Disorder Inventory-2 di Garner (1991) e il Children’s Eating Attitude Test (ChEAT) di Maloney, McGuire e Daniels (1988).

Il primo strumento, l’EDI-2 è uno strumento per l’autovalutazione di sintomi comunemente associati all’anoressia e alla bulimia. L’EDI-2 è composto complessivamente da 91 items, dei quali i primi 64 costituiscono le 8 scale primarie, mentre gli ultimi 27 formano 3 scale addizionali.

Il secondo strumento, il chEAT è una versione modificata dell’Eating Attitudes Test (EAT-26) di Garner et al. (1982). L’EAT-26 è un questionario di autovalutazione finalizzato a valutare l’atteggiamento alimentare sia negli adulti che negli adolescenti, ma non è del tutto comprensibile per i pre-adolescenti. Per questo motivo Maloney et al. (1988) hanno modificato l’EAT-26 per adattarlo ai bambini dagli 8 ai 13 anni.

La costruzione ha portato alla semplificazione di molti termini attraverso il ricorso a sinonimi più comprensibili per i pre-adolescenti (Per esempio terrified  – ho terrore – è stato sostituito da scared – ho paura – sinonimo più semplice e comprensibile per i bambini).

Il chEAT misura i comportamenti alimentari patologici e l’atteggiamento psicologico verso il cibo e il peso, caratteristici dell’anoressia nervosa. Il test è composto da 25 item (è stato eliminato l’item 19 “Posso mostrare autocontrollo verso il cibo” perché era negativamente correlato con gli altri item) con alternative di risposta su una scala Likert a sei passi (sempre, molto spesso, spesso, qualche volta, raramente e mai).

Lo studio di validazione di Maloney et al. (1988) è stato realizzato su 318 studenti appartenenti al terzo, quarto, quinto e sesto grado della scuola elementare. L’età dei bambini  era compresa tra gli 8 e i 13 anni, l’età media era di circa 10 anni.

Sui dati raccolti Maloney et al. (1988) hanno realizzato due tipi di analisi, l’analisi dell’attendibilità interna (alpha di Cronbach = .76) e tramite Test-Retest  (.81). Successivamente, Smolack e Levine (1993) hanno analizzato le proprietà psicometriche del chEAT di Maloney et al. (1988) su un campione di 308 ragazze di età compresa tra gli 11 e i 13 anni, con età media di circa 13 anni.

È possibile analizzare in parallelo lo studio di Smolack e Levine (1993) e di Garner e Garfinkel (1982) per l’EAT-26.

Tabella 2 – Comparazione tra le due analisi fattoriali

	chEAT	EAT-26
Fattore	Denominazione	Varianza	Denominazione	Varianza
I	Dieta	27.7%	Dieta	27%
II	Restrizione ed Eliminazione	8.1%	Bulimia e preoccupazione per il cibo	19%
III	Preoccupazione per il cibo	10.6%		–
IV	Controllo orale	5.7%	Controllo orale	6%

In estrema sintesi, dalla comparazione sembrerebbe che per gli adolescenti il fattore Bulimia e preoccupazione per il cibo, precedentemente emerso con gli adulti si divida in due fattori: Restrizione ed eliminazione e Preoccupazione per il cibo.

Prendendo in esame solo gli item comuni, saturano nel primo fattore item come: “Ho il desiderio di essere più magra/o”,  “Penso di bruciare calorie quando mi sottopongo ad esercizi fisici”.

Complessivamente, le analisi realizzate su ChEAT hanno evidenziato un buon livello di attendibilità, anche se lo strumento ha una provata validità come test di screening, ma non come strumento di diagnosi, e può essere utilizzato come strumento di screening per le anoressie prepuberali o precoci, può essere usato per valutare la preoccupazione verso il cibo, le attitudini alimentari, ma non definisce bene il comportamento binge eating (abbuffate) e non valuta la presenza di digiuni e l’abuso di lassativi, diuretici.

Criticità rilevate

Per quanto riguarda l’EDI-2 è doveroso riferire che Shore e Porter (1990) abbiano dimostrato che 3 delle 8 scale primarie, presenti anche nella prima versione (EDI), non sono attendibili per i ragazzi e per le ragazze dagli 11 ai 18 anni. Questo aspetto, è omesso dal manuale finale dello strumento.

In relazione al ChEAT, bisogna sottolineare come lo studio di validazione realizzato da  Maloney et al. (1988) è stato effettuato senza sottoporre i dati ad alcuna analisi circa la validità di costrutto attraverso il ricorso – ad esempio –  all’analisi fattoriale. In altre parole, è stato ipotizzato che per i pre-adolescenti valessero le stesse categorie dello strumento per adulti. La validazione compiuta da Smolack e Levine (1993) presenta due criticità. La prima è legata al campione, composto esclusivamente da femmine, la seconda al fatto di non aver verificato in alcun modo che i dati rispondessero al principio di distribuzione normale prima di sottoporli ad analisi fattoriale, pre-requisito notoriamente fondamentale. Inoltre, sempre nello studio di Smollack et al. (1993) non è del tutto chiaro perchè gli autori abbiano deciso di estrarre solo 4 fattori quando l’analisi fattoriale indicava ben 7 fattori con autovalore maggiore di uno.

Obiettivo della ricerca

Sulla base delle criticità rilevate, abbiamo ritenuto di procedere ad una nuova validazione dello strumento.

L’obiettivo è quello di produrre un adattamento della scala ChEAT per pre-adolescenti. L’obiettivo generale è stato sviluppato per rispondere a 2 quesiti principali:

1. se la tendenza al disordine alimentare è identificabile come un costrutto specifico, coerente e confrontabile, anche nella fascia di età oggetto dello studio.
2. se tale costrutto permetta di identificare adolescenti con un’alta e con una bassa tendenza al disordine alimentare e – più precisamente – consenta di:

• Valutare e verificare la struttura fattoriale del questionario;
• Valutare l’attendibilità del questionario;
• Rilevare la validità convergente attraverso la relazione con la scala EDI-2 di Garner (1991);
• Verificare la validità di costrutto del questionario attraverso la metodologia dei gruppi contrapposti rispetto alle dimensioni valutate;
• Verificare l’eventuale presenza di differenze di genere.

Metodo

Fase 1. Il primo passo della ricerca è stato quello di procedere ad un’adeguata traduzione degli item che compongono la scala. Si è fatto ricorso quindi alle procedure – previste dalla letteratura – per “mettere uno strumento in condizione di operare un modo omogeneo in diversi contesti culturali” (Niero, 2002, pag. 111). Cercando di realizzare uno strumento del tutto equivalente alla versione originaria.

Il ChEAT originale è stato tradotto da 4 traduttori: due soggetti madrelingua inglese con buona conoscenza della lingua italiana, un soggetto madrelingua italiana con ottima conoscenza della lingua inglese e un soggetto madrelingua italiana con buona conoscenza della lingua inglese ed esperto di psicologia dello sviluppo. Le quattro traduzioni sono state confrontate e nel caso di mancata coincidenza nella traduzione di un item è stato chiesto ai 4 traduttori di confrontarsi e convergere su una versione condivisa.

Come indicato in letteratura (Pancheri, Sirigatti, 1997) è stato ritenuto opportuno un approccio multiplo per ottenere una adeguata traduzione e verificare l’equivalenza della versione ottenuta con la versione originaria. Per questo motivo è stata realizzata una backtranslation, ovvero una ulteriore traduzione dalla lingua italiana verso quella inglese. Quest’ultima versione è stata valutata come molto o del tutto coincidente con la versione originaria da due esperti madrelingua inglese.

Fase 2. La prima versione del questionario, messa a punto nella precedente fase, è stata somministrata a 20 soggetti con una età inferiore a quella del campione di riferimento per verificarne la corretta comprensione degli item. Èstata utilizzata la procedura del thinking aloud. In una sessione di thinking aloud un soggetto viene addestrato da un intervistatore a verbalizzare i pensieri che accompagnano la formulazione  di una risposta, consentendo quindi di indagare la corretta comprensione delle domande da parte dell’intervistato.

Al termine della procedura è stato deciso di non eliminare nessun item in quanto nessuno degli item presentava particolari difficoltà di comprensione, anche se è stato registrato un significativo disagio nei soggetti a rispondere.

Fase 3.   La prima versione dello strumento (25 item) è stata proposta ad un gruppo di 284 soggetti di età compresa tra 10 e 16 anni (M= 11 anni e 11 mesi; DS= 1 anno e 1 mese), di cui il 54,93 % femmine e il 45,07 % maschi. Come viene suggerito in letteratura (Ercolani e Perugini, 1997) sono stati eliminati gli item che presentavano valori di asimmetria e curtosi maggiori di |1|.

Tabella 5 – Distribuzione degli item

	N	Mean	Std. Deviation	Skewness	Kurtosis
		Statistic	Statistic	Statistic	Std. Error	Statistic	Std. Error
[1] Ho paura di ingrassare.	279	2,937	1,539	0,551	0,107	-0,445	0,213
[2] Quando ho fame evito di mangiare.	280	2,257	1,335	0,965	0,107	0,552	0,213
[3] Penso al cibo per molto tempo.	279	2,439	1,388	0,974	0,107	0,559	0,213
[4] Mi è capitato di mangiare abbuffandomi sentendomi non capace di smettere.	282	2,074	1,262	1,039	0,106	0,562	0,212
[5] Taglio il mio cibo in piccoli pezzi.	283	2,742	1,430	0,597	0,106	-0,170	0,212
[6] Conosco le calorie contenute nei cibi che mangio	277	2,149	1,122	0,799	0,107	0,640	0,213
[7] Cerco di non mangiare cibi come: pane, pasta, patate.	281	2,181	1,362	0,996	0,106	0,352	0,213
[8] Sento che gli altri vorrebbero che io mangiassi di più.	282	2,26	1,53	1,026	0,106	0,095	0,212
[9] Vomito dopo aver mangiato.	280	1,15	0,47	3,806	0,107	16,641	0,213
[10] Mi sento troppo in colpa dopo aver mangiato.	282	2,04	1,43	1,372	0,106	1,195	0,212
[11] Ho il desiderio di essere più magra/o	281	3,10	1,74	0,433	0,106	-0,989	0,213
[12] Penso di bruciare calorie quando mi sottopongo ad esercizi fisici	282	3,62	1,58	0,149	0,106	-0,903	0,212
[13] Le altre persone pensano che io sia troppo magra/o.	279	2,43	1,51	0,861	0,107	-0,095	0,213
[14] Mi preoccupa l’idea di avere del grasso sul corpo	280	2,82	1,63	0,599	0,107	-0,649	0,213
[15] Impiego più tempo degli altri per mangiare i miei pasti.	283	2,73	1,46	0,667	0,106	-0,148	0,212
[16] Cerco di non mangiare cibi dolci	281	2,73	1,40	0,626	0,106	-0,063	0,213
[17] Mangio cibi dietetici.	279	2,04	1,19	0,948	0,107	0,460	0,213
[18] Penso che il cibo controlli la mia vita.	279	2,35	1,47	1,007	0,107	0,338	0,213
[19] Sento che gli altri fanno pressioni per farmi mangiare	281	1,99	1,30	1,255	0,106	1,102	0,213
[20] Dedico troppo tempo e troppi pensieri al cibo.	280	1,97	1,28	1,394	0,107	1,648	0,213
[21] Mi sento a disagio dopo aver mangiato dolci.	280	2,15	1,38	1,240	0,107	1,050	0,213
[22] Sono stata/o a dieta	284	2,15	1,37	1,051	0,106	0,476	0,212
[23] Mi piace che il mio stomaco sia vuoto	277	2,06	1,28	1,139	0,107	0,937	0,213
[24] Mi piace assaggiare nuovi cibi elaborati	277	3,34	1,58	0,370	0,107	-0,766	0,213
[25] Ho un forte desiderio di vomitare dopo mangiato.	283	1,10	0,51	6,546	0,106	48,794	0,212
Soggetti validi (listwise)	212

L’analisi – oltre che per l’intero campione – è stata ripetuta suddividendo i soggetti sulla base del genere (Kline, 1996). Complessivamente la valutazione della simmetria e curtosi ha portato all’eliminazione di 9 item: 4, 8, 18, 19, 20, 21, 22, 23 e 25.

Gli item rimanenti sono stati sottoposti ad analisi delle componenti principali con rotazione Oblimin. Preliminarmente è stato sondato il livello di adattabilità di un modello fattoriale ai dati in nostro possesso. Per questo motivo sono state eseguite due delle tradizionali verifiche: il test di sfericità di Bartlett e il test di adeguatezza campionaria di Kaiser-Meyer-Olkin. Il livello di significatività associato al test di Bartlett (χ2(g.d.l.=66)= 1330,08, p<0,001) è più basso degli usuali livelli di significatività, e porta quindi al rifiuto dell’ipotesi di sfericità dei dati. La misura di Kaiser-Meyer-Olkin è pari a .866, valore che indica un buon livello di adeguatezza del modello ai dati. Sono stati eliminati 4 item che saturavano su più fattori contemporaneamente: 5, 6, 9 e 12.

La ripetizione dell’analisi ha consentito di individuare tre fattori con autovalori maggiori di 1, in grado di spiegare il 56,54% della varianza.

Tabella 6 – Varianza spiegata

	Autovalore	% di varianza	Varianza ricalcolata
1	4,172	34,77	34,66%
2	1,329	11,07	11,10%
3	1,283	10,69	10,79%
4	0,858	7,15
5	0,769	6,41

Nella tabella seguente vengono riportate le saturazioni fattoriali registrate.

Tabella 7 – Matrice pattern

	Saturazione
	1	2	3
[1] Ho paura di ingrassare.	0,829	-0,138
[11] Ho il desiderio di essere più magra/o	0,813	-0,232
[14] Mi preoccupa l’idea di avere del grasso sul corpo	0,808		0,158
[10] Mi sento troppo in colpa dopo aver mangiato	0,730		0,253
[2] Quando ho fame evito di mangiare.	0,679	0,108
[16] Cerco di non mangiare cibi dolci	0,654	0,163	-0,147
[7] Cerco di non mangiare cibi come: pane, pasta, patate	0,570	0,328
[17] Mangio cibi dietetici	0,523		-0,233
[13] Le altre persone pensano che io sia troppo magra/o	-0,153	0,768	0,150
[15] Impiego più tempo degli altri per mangiare i miei pasti	0,122	0,717	-0,122
[3] Penso al cibo per molto tempo	0,266		0,748
[24] Mi piace assaggiare nuovi cibi elaborati	-0,157		0,723
Alfa di Cronbach	.863	.382	.323

Il primo fattore, composto da 8 item (α = .863), raccoglie quasi tutti gli item della scala e fa riferimento all’atteggiamento (emozioni, cognizioni e conazioni) in relazione al controllo del peso (“Ho paura di ingrassare” oppure “Mi sento troppo in colpa dopo aver mangiato”).

Il secondo fattore, composto da 2 item (α = .382), raccoglie gli item che fanno riferimento all’aspetto sociale dell’alimentazione (“Le altre persone pensano che io sia troppo magra/o” e “Impiego più tempo degli altri per mangiare i miei pasti”).

Il terzo fattore, composto da 2 item (α = .323) fa riferimento al comportamento esplorativo nei confronti del cibo e al pensiero al cibo (“Penso al cibo per molto tempo” e “Mi piace assaggiare nuovi cibi elaborati”).

L’analisi dei livelli dell’alpha hanno suggerito l’eliminazione degli ultimi due fattori.

Fase 4. La quarta fase della ricerca è riferita all’analisi della validità di costrutto: attraverso la verifica della presenza di una soluzione monofattoriale simile a quella riscontrata nella seconda fase (tramite un’analisi fattoriale esplorativa). La terza versione dello strumento (8 item)  è stata quindi somministrata ad un campione di 1080 soggetti, con età compresa tra gli 11 e i 15 anni (M=12 anni e 6 mesi; DS= 8 mesi), 48,33% femmine e 51,66% maschi. Si è poi proceduto a realizzare un’analisi fattoriale esplorativa per verificare se la struttura fattoriale individuata nella fase precedente della ricerca risultasse simile.

Come consuetudine, è stato sondato il livello di adattabilità di un modello fattoriale ai dati in nostro possesso. Il livello di significatività associato al test di Bartlett (χ2(g.d.l.=28)= 6374,76, p<0,001) è più basso degli usuali livelli di significatività e il test di Kaiser-Meyer-Olkin è pari a .906.  I dati raccolti sono stati quindi sottoposti ad analisi delle componenti principali e alla successiva rotazione obliqua (Oblimin), individuando un fattore con autovalore maggiore di 1, in grado di spiegare il 67,02% della varianza.

Tabella 8 – Varianza spiegata

	Total	% di varianza	Varianza cumulata
1	5,361	67,02	67,02
2	,773	9,66	76,68
3	,547	6,84	83,52
4	,413	5,17	88,69
5	,294	3,67	92,36
6	,220	2,75	95,12
7	,200	2,50	97,62
8	,191	2,38	100,00

Nella tabella seguente vengono riportate le saturazioni fattoriali registrate.

Tabella 9 – Matrice delle componenti

	Saturazione
Ho paura di ingrassare.	0,888
Quando ho fame evito di mangiare.	0,851
Cerco di non mangiare cibi come: pane, pasta, patate.	0,814
Mi sento troppo in colpa dopo aver mangiato.	0,835
Ho il desiderio di essere più magra/o	0,816
Mi preoccupa l’idea di avere del grasso sul corpo	0,813
Cerco di non mangiare cibi dolci	0,781
Mangio cibi dietetici.	0,743
Alfa di Cronbach	0,928

La struttura fattoriale risulta del tutto simile a quella emersa nella fase precedente. Il fattore spiega il 67,02% della varianza e fa riferimento all’atteggiamento (cognizioni, emozioni e conazioni) nei confronti del controllo del proprio peso (Dieta)..

Per supportare l’interpretazione fattoriale abbiamo rintracciato nelle due validazioni presentate in letteratura dell’EAT e del chEAT gli item della nostra scala e abbiamo individuato il fattore nel quale saturavano. La tabella successiva evidenzia il fattore di ciascuno degli item. Ovviamente sono stati riportati solo i fattori interessati.

	ChEAT		EAT
	Dieta	Restrizione ed Eliminazione	Dieta	Controllo orale
Ho paura di ingrassare.	●		●
Ho il desiderio di essere più magra/o	●		●
Mi preoccupa l’idea di avere del grasso sul corpo	●		●
Mi sento troppo in colpa dopo aver mangiato	●		●
Quando ho fame evito di mangiare.	●			●
Cerco di non mangiare cibi dolci	●		●
Cerco di non mangiare cibi come: pane, pasta, patate		●	●
Mangio cibi dietetici	●		●

Come si evince quasi tutti gli item della scala fanno riferimento alla dimensione della Dieta, primo fattore di entrambi gli strumenti.

L’analisi fattoriale è stata ripetuta suddividendo il campione sulla base del genere di appartenenza: sia per i maschi che per le femmine i due fattori risultano composti dagli stessi item, anche se con saturazioni diverse. Il coefficiente di congruenza di Tucker è risultato essere .92. Questo valore (superiore a .90) permette di sostenere che le due soluzioni fattoriali sono tra loro convergenti (Barbaranelli, 2003); è quindi sostenibile l’ipotesi di una sola versione per entrambi i generi.

Tabella 10 – Analisi dell’attendibilità

	Media totale senza l’item	Varianza totale senza l’item	Correlazione item-totale	Alpha di Cronbach senza l’item
Ho paura di ingrassare.	17,64	105,46	0,845	0,911
Quando ho fame evito di mangiare.	17,86	106,04	0,800	0,915
Cerco di non mangiare cibi come: pane, pasta, patate.	17,75	106,16	0,753	0,919
Mi sento troppo in colpa dopo aver mangiato.	18,35	109,12	0,782	0,916
Ho il desiderio di essere più magra/o	18,09	109,78	0,746	0,919
Mi preoccupa l’idea di avere del grasso sul corpo	18,01	112,72	0,749	0,919
Cerco di non mangiare cibi dolci	18,21	113,74	0,713	0,922
Mangio cibi dietetici.	18,82	121,49	0,671	0,926

Il livello di attendibilità della scala è molto alto ed è pari a .928. L’analisi non ha evidenziato la necessità di eliminare nessuno degli item della scala per incrementare ulteriormente l’attendibilità dello strumento.

Fase 5. La fase conclusiva della ricerca è stata dedicata all’analisi della validità convergente e discriminante dello strumento messo a punto nella fase precedente oltre che all’esplorazione delle differenze di genere.

Procedura

A ciascuno dei soggetti partecipanti alla ricerca sono stati somministrati gli strumenti, previo consenso informato.

Ai soggetti è stato spiegato che la partecipazione allo studio non costituiva motivo di valutazione scolastica, le domande non prevedevano risposte giuste o sbagliate e non era obbligatoria la partecipazione. Le somministrazioni sono avvenute in modalità collettiva durante l’orario scolastico, grazie alla preventiva autorizzazione delle strutture scolastiche coinvolte. Durante la somministrazione era presente esclusivamente il somministratore.

Qualora la terminologia dei relativi items fosse risultata incomprensibile o poco chiara, si procedeva a fornire delucidazioni in maniera tale da non influenzare la scelta delle risposte.

Partecipanti

Essendo lo scopo della ricerca quello di effettuare una verifica su una ipotesi causale, e non di trarre inferenze dal campione alla popolazione di riferimento, è stato deciso di utilizzare un campione di convenienza. Il campione (del tutto diverso per componenti dai campioni precedenti) esaminato è costituito da 425 soggetti, dei quali 191 femmine e 234 maschi. L’età dei soggetti è compresa tra i 12 anni e i 14 anni, con età media 12,8; ds 0,46. Il 52,27% del campione proviene da scuole della provincia di Napoli mentre il 47,52% dalla provincia di Roma.

Strumenti

Oltre al nostro adattamento del chEAT sono state utilizzate 4 scale dell’Eating Disorders Inventory-2 (EDI-2) di Garner (1991), nell’adattamento italiano di Rizzardi, Trombini e Trombini Corazza (1995).

L’EDI-2 è uno strumento per l’autovalutazione di sintomi comunemente associati all’anoressia e alla bulimia. Nei setting clinici fornisce informazioni sul trattamento da adottare e sul procedere della valutazione. Nei setting non clinici l’EDI-2 permette d’identificare i soggetti con problemi alimentari mascherati e i soggetti a rischio. L’EDI-2 è composto da 91 item, dei quali i primi 64 costituiscono le 8 scale primarie: Impulso a dimagrire, Bulimia, Insoddisfazione per il corpo, Inadeguatezza, Perfezionismo, Sfiducia interpersonale, Consapevolezza enterocettiva, Paura della maturità, mentre gli ultimi 27 formano 3 scale addizionali: Ascetismo, Regolazione degli impulsi e Insicurezza sociale. Per ciascun item la risposta è su una scala likert a 6 passi, da 1=mai a 6=sempre. Lo strumento – secondo gli autori (ibidem) può essere applicato a partire dagli 11 anni, anche se Shore e Porter (1990) hanno dimostrato su un campione di 619 ragazzi e ragazze dagli 11 ai 18 anni, che la scala Paura della maturità non era attendibile per i ragazzi e per le ragazze dagli 11 ai 18 anni, mentre le scale Perfezionismo, Sfiducia interpersonale non erano attendibili per i soli ragazzi.

Dello strumento sono state utilizzate le scale Impulso a dimagrire, Bulimia, Insoddisfazione per il corpo e Inadeguatezza.

Risultati

Validità convergente

Per verificare la validità convergente è stato ipotizzato che l’adattamento italiano della scala chEAT correli positivamente con le 4 scale dell’EDI-2 di Garner.

Tabella 11 – Correlazioni

	Cheat
	Totale	Femmine	Maschi
Impulso a dimagrire	0,821*	0,821*	0,758*
Bulimia	0,245*	0,457*	0,010
Insoddisfazione per il corpo	0,502*	0,508*	0,371*
Inadeguatezza	0,350*	0,306*	0,269*

* Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).

In accordo con le ipotesi formulate l’adattamento italiano della scala chEAT correla positivamente con le 4 scale dell’EDI-2: Impulso a dimagrire, Insoddisfazione per il corpo e anche se più debolmente con: Inadeguatezza e Bulimia.

Validità discriminante

Dal campione totale sono stati selezionati due sottogruppi: A) soggetti con basso atteggiamento negativo nei confronti del proprio peso, con punteggi inferiori di una deviazione standard dalla media del campione; B) soggetti con alto atteggiamento negativo nei confronti del proprio peso, con punteggi superiori di una deviazione standard dalla media del campione. I due campioni estratti sono composti rispettivamente da 51 e 68 soggetti. La tabella seguente sintetizza la composizione dei due gruppi.

Tabella 12 – Composizione dei gruppi

	Genere
Gruppo	Femmine	Maschi
A	12	39
B	50	18
Totale	62	57

Il test Chi² eseguito sulla tabella precedente evidenzia differenze significative nella composizione dei due gruppi (Chi² = 29,19; p<.001).

Per verificare la presenza di differenze tra questi rispetto ai disordini alimentari è stata condotta un’analisi della varianza multivariata. Èstato scelto sulla base della differenza registrata nella tabella precedente di ricorrere al test MANCOVA, utilizzando il genere come covariata.

Risulta significativo l’effetto multivariato (Wilk’s lambda(4,88)= 86,46 p<.001). Nella tabella seguente vengono illustrate le statistiche descrittive dei due sottocampioni ed i risultati della scomposizione degli effetti univariati.

Tabella 13 – Scomposizione effetti

Dimensione	Gruppo	Media	D.S.	Test univariato
Impulso a dimagrire	A	11,75	2,46	F(1, 91)=258,64; p<,001
	B	31,33	6,06
Bulimia	A	11,65	4,95	F(1, 91)=2,68; n.s.
	B	14,25	6,03
Insoddisfazione per il corpo	A	11,76	2,92	F(1, 91)=52,38; p<,001
	B	18,98	4,29
Inadeguatezza	A	8,76	3,39	F(1, 91)=17,12; p<,001
	B	14,25	5,91

A titolo indicativo viene riportato il grafico di sintesi con indicati i punteggi medi nelle 4 scale scomposti per gruppo e genere.

L’analisi ha evidenziato differenze statisticamente significative in riferimento alle dimensioni precedentemente ipotizzate con eccezione della scala di Bulimia, anche se la tendenza dei punteggi della scala conferma quanto ipotizzato.

Differenze di genere

Per verificare la presenza di differenze di genere significative è stato deciso di effettuare un disegno dell’analisi della varianza univariato. I risultati evidenziano differenze significative tra i due generi in relazione alla dimensione misurata   (F_(1,395)=51,99; p<.001).

Tabella 14 – Differenze di genere

	Femmina	Maschio
	Media	D.S.	Media	D.S.
Totale	22,44	9,83	16,24	7,27

Sono le femmine a far registrare punteggi significativamente più alti dei maschi.

Discussione

In relazione al primo obiettivo della ricerca, l’adattamento del ChEAT sembra costituire un passo avanti nella possibilità di misurare e indagare il rapporto con il proprio peso (e l’immagine corporea) nei soggetti adolescenti.

Per quanto riguarda il secondo obiettivo della ricerca, l’adattamento italiano dello strumento non ha confermato la struttura fattoriale della versione originale. La scala sembra misurare correttamente l’atteggiamento, inteso nelle tre componenti: cognitivo, affettivo e conativo (Rosemberg e Hovland, 1960), dei pre-adolescenti nei confronti del proprio peso. Coerentemente con il primo fattore dello strumento originario, lo strumento sembra misurare quello che gli autori della versione originaria hanno denominato “Dieta”.

Il livello di attendibilità della scala è molto alto ed è pari a .928. Questo dato, se da una parte è incoraggiante perché sottolinea un buon livello generale di attendibilità, dall’altro pone la necessità di riflettere su una eventuale eccessiva somiglianza tra gli item della scala.

La scala presenta una buona validità convergente. L’atteggiamento nei confronti del proprio peso correla con l’impulso a dimagrire, l’insoddisfazione per il proprio corpo e la percezione di inadeguatezza e per le femmine anche con la bulimia.

Sembra essere buona la capacità della scala di discriminare soggetti con atteggiamento positivo o negativo nei confronti del proprio peso.

Per quanto riguarda le differenze di genere – coerentemente con quanto indicato in letteratura – sono le femmine a far registrare punteggi significativamente più alti dei maschi.

Conclusioni

Complessivamente, la scala sembra possedere buoni requisiti psicometrici, e – oltre che per finalità di ricerca – lo strumento potrebbe essere utile, anche in ambito clinico, per identificare soggetti con atteggiamento marcatamente negativo nei confronti del proprio peso. La ricerca, oltre ai risultati di valutazione dello strumento, fornisce numerosi spunti di riflessione.

In primo luogo, la ricerca si presta ad alcune considerazioni generali circa l’utilizzo di strumenti psicometrici per la diagnosi dei disordini alimentari. In termini generali già altri autori  (Fairburn, Beglin,1994) hanno evidenziato come l’utilizzo esclusivo del questionario non sia sufficiente per la diagnosi del disordine alimentare, mentre altri studi hanno evidenziato differenze significative tra i risultati forniti da questionari e interviste in relazione ai disordini alimentari  (Tanofsky – Kraff e al., 2003) come viene usualmente registrato anche in altri ambiti clinici (cfr. Barney, Max, 2005), eppure l’utilizzo di questionari di supporto diagnostico sono in continua crescita poiché viene riconosciuta loro una efficace capacità di screening (Field, Taylor, Celio, & Colditz, 2004). A nostro parere, il problema legato ai questionari di supporto diagnostico è insito nella volontà di perseguire, da parte di chi li realizza, due obiettivi tra loro spesso difficilmente conciliabili: da una parte la validità diagnostica e dall’altra la validità psicometrica. La validità diagnostica viene spesso trasferita nello strumento nel momento della costruzione degli item, che rispondono direttamente a criteri diagnostici. Purtroppo, in fase di validazione dello strumento item costruiti a questo scopo tendono a violare un principio psicometrico di base ovvero la normalità distributiva. Ad esempio, per quanto riguarda il ChEAT, il quesito, utile in ambito diagnostico: “Vomito dopo aver mangiato” tende ad avere una distribuzione fortemente asimmetrica poiché nella popolazione saranno poco frequenti risposte come “frequentemente” o “spesso”. Queste considerazioni, ampiamente affrontate e discusse all’interno dell’annoso dibattito che vede contrapposti i sostenitori dei questionari analitico-fattoriali ai sostenitori dei questionari orientati al criterio, vengono ampiamente superate introducendo diversi utilizzi in relazione a queste due tipologie di strumenti. Mentre gli strumenti analitico-fattoriali (che rispondono a requisiti psicometrici) sembrano prestarsi meglio nel momento della diagnosi gli strumenti orientati al criterio possono supportare la fase di screening con ampi numeri di soggetti (Kline, 1996). Inoltre, sarebbe – a nostro giudizio – utile poter disporre di una seconda generazione di strumenti diagnostici in grado di fornire indicazioni predittive del disordine e non esclusivamente sullo stato attuale del soggetto. Tornando al nostro item “Vomito dopo aver mangiato”, probabilmente sarebbe più utile utilizzare item che facciano riferimento non soltanto al comportamento finale del disordine alimentare ma anche – e soprattutto – a comportamenti predittivi del disordine, come ad esempio: “Mi sento in colpa dopo aver mangiato”, oppure “Dopo aver mangiato mi pento”. Questo non toglie che anche l’item “Vomito dopo aver mangiato” possa essere normalizzato ad esempio ponendolo in questi termini “Dopo aver mangiato, mi è capitato qualche volta di pensare di procurarmi il vomito”.

Rispetto agli spunti forniti dalla ricerca, nella fase di validazione esterna è stata confermata un relazione tra l’insoddisfazione per il corpo e l’atteggiamento negativo nei confronti del cibo. Questo risultato, oltre ad essere ampiamente il linea con quanto già registrato in letteratura (Preti, et al., 2003)  può apparire banale. In realtà, è doveroso ricordare che ci troviamo davanti ad un campione con una età media di 12 anni in cui la percezione di “adeguatezza corporea” sembra assumere già un ruolo centrale e – nel peggiore dei sensi – adulto. Probabilmente, sarà doveroso interrogarsi – a breve – su quali effetti sulla percezione dell’insoddisfazione per il corpo giocano i media, che da una parte sono responsabili – non solo per questa fascia di età – di una massiccia esposizione a spot pubblicitari di prodotti alimentari tipo “fuori pasto” e dall’altra propongono modelli fisici improntati sulla magrezza e perfezione (cfr. D’Alessio, Laghi, 2006). Numerosi sono gli studi che sembrano confermare una relazione tra l’esposizione televisiva e i disordini alimentari (Field et al., 2001; Tiggemann, Gardiner, & Slater, 2000) e tra esposizione televisiva e percezione corporea (McCreary & Sadava, 1999; Harrison, 2000, 2005; Anderson, et al., 2001; Stice, et al., 1994; Thomsen, Weber, & Brown, 2002). In particolare, un recente studio (Tiggemann, 2005) ha evidenziato anche un legame tra esposizione televisiva e inadeguatezza corporea percepita. L’esposizione televisiva a soap opera per i pre-adolescenti sembrerebbe essere predittiva del desiderio di magrezza per entrambi i generi. Questo studio evidenzia come gli effetti sulla relazione tra esposizione televisiva e disordine alimentare e/o insoddisfazione corporea non vada ricercata nel tempo di esposizione quanto piuttosto nella “dieta” televisiva. Queste considerazioni sono in larga parte estendibili anche alla relazione tra la tendenza alla dieta e la percezione di inadeguatezza.

La ricerca presenta i limiti tipici di uno studio correlazionale su un campione accidentale di convenienza, inoltre, la cospicua numerosità dei soggetti tende ad evidenziare un numero eccessivo di livelli di significatività. Metodologicamente, il limite principale è legato alla MANCOVA realizzata, che pecca dell’alta collinearità registrabile tra le diverse dimensioni misurate. Inoltre, la ricerca – essendo uno studio preliminare – non ha previsto la partecipazione di soggetti con una specifica diagnosi di disturbi del comportamento alimentare. Anche se parzialmente, si è cercato di compensare a questa mancanza con la metodologia dei gruppi contrapposti.

Lo sviluppo della ricerca sarà duplice: da una parte si cercherà di superare alcuni limiti metodologici emersi durante questa fase preliminare, ed in particolare, la replica dello studio con un campione di soggetti con una specifica diagnosi di disturbi del comportamento alimentare. Dall’altro, costruire un panel di supporto ad uno studio longitudinale del disordine alimentare. A questo scopo, già nella fase di campo della ricerca, è stato chiesto ai soggetti che desideravano entrare in questo nuovo progetto di indicare il proprio nome e un recapito telefonico. È  nostra intenzione seguire questi soggetti per almeno cinque anni con rilevazioni annuali che prevedano anche approfondimenti tematici, ad esempio, sulla relazione con la TV, sulla situazione familiare e su alcune dimensioni psicologiche connesse con il disordine alimentare, come ad esempio il coping. L’obiettivo di questo studio sarà sia di identificare dei predittori del disordine alimentare sia di verificare la capacità predittiva dello strumento stesso oltre a evidenziare quali costellazioni sintomatiche (relative alla sfera alimentare) emergono come indici di disadattamento stabili o come espressione di una fase evolutiva transitoria. È implicito che per raggiungere un tale ed ambizioso obiettivo sia necessario poter disporre di strumenti – psicometrici – validati e standardizzati.

Inoltre, sono già stati avviati degli studi  per verificare se pre-adolescenti con atteggiamento negativo o positivo nei confronti del proprio peso abbiano diversi sistemi di categorizzazione degli alimenti coerentemente con quanto identificato in letteratura per soggetti adulti (Urdapilleta, et al., 2005).

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Per comunicazioni:
Dott. Andrea Laudadio
Assegnista presso l’Università di Roma “La Sapienza”
Facoltà di Psicologia 1
e-mail: andrea.laudadio@uniroma1.it