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Revista de Psicología SocialInternational Journal of Social Psychology

ISSN: 0213-4748 (Print) 1579-3680 (Online) Journal homepage: http://www.tandfonline.com/loi/rrps20

Spanish adaptation of the Antifat Attitudes Scale /Adaptación al castellano de la Escala de ActitudAntiobesos

Alejandro Magallares & Jose-Francisco Morales

To cite this article: Alejandro Magallares & Jose-Francisco Morales (2014) Spanish adaptationof the Antifat Attitudes Scale / Adaptación al castellano de la Escala de Actitud Antiobesos,Revista de Psicología Social, 29:3, 563-588, DOI: 10.1080/02134748.2014.972707

To link to this article: http://dx.doi.org/10.1080/02134748.2014.972707

Published online: 10 Nov 2014.

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Spanish adaptation of the Antifat Attitudes Scale / Adaptación alcastellano de la Escala de Actitud Antiobesos

Alejandro Magallares and Jose-Francisco Morales

Universidad Nacional de Educación a Distancia

(Received 5 March 2013; accepted 10 July 2013)

Abstract: Antifat attitudes may be defined as the negative assessment ofpeople with weight problems. To evaluate them, the Antifat Attitudes Scale(AFA) has been used in most studies. The aim of this study is to adapt theAFA questionnaire to the Spanish population. The sample was made up of1,457 university students from all over Spain. Exploratory and confirmatoryfactor analyses showed that the items on the questionnaire fit a three-factormodel corresponding to the three dimensions proposed by the originalauthor (dislike, fear of fat and willpower) and that they are interrelated. Inlight of these results, we conclude that the questionnaire is methodologicallyvalid and can be used by the scientific community to measure antifatattitudes.

Keywords: antifat attitudes; confirmatory factorial analysis; exploratoryfactorial analysis; obesity

Resumen: Las actitudes antiobesos se definen como la evaluación negativaque se realiza de las personas con problemas de peso. La mayoría de losestudios han empleado la Antifat Attitudes Scale (AFA) para medirlas. Elobjetivo del presente trabajo es adaptar al castellano la citada escala. Para ellose recogieron datos de 1.457 estudiantes universitarios de diferentes ciudadesespañolas. Los resultados de los análisis factorial exploratorio y confirmatoriomuestran que los ítems del cuestionario se ajustan a un modelo de tresfactores, correspondientes a las tres dimensiones originales propuestas por elautor (Antipatía, Miedo a la Gordura y Voluntad), que están relacionadosentre sí. De acuerdo con estos resultados, se concluye que el cuestionario esmetodológicamente válido y que puede ser utilizado por la comunidadcientífica para medir actitudes antiobesos.

Palabras clave: actitudes antiobesos; análisis factorial confirmatorio; análisisfactorial exploratorio; obesidad

English version: pp. 563–573 / Versión en español: pp. 574–584References / Referencias: pp. 584–587Translated from Spanish / Traducción del español: Mary BlackAuthors’ Address / Correspondencia con los autores: Alejandro Magallares, Departamentode Psicología Social y de las Organizaciones, Facultad de Psicología UNED, C/Juan delRosal, 10, 28040 Madrid, España. E-mail: amagallares@psi.uned.es

Revista de Psicología Social / International Journal of Social Psychology, 2014Vol. 29, No. 3, 563–588, http://dx.doi.org/10.1080/02134748.2014.972707

© 2014 Fundacion Infancia y Aprendizaje

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Obesity is defined as an excessive accumulation of adipose tissue which translatesinto an increase in body weight (World Health Organization, 2000). The mostfrequent cause of this disease is exogenous or nutritional, although it may also bethe result of certain endocrinal diseases (hypothyroidism, Cushing’s syndrome,primary hypogonadism or polycystic ovary syndrome), genetic syndromes(Laurence-Moon-Bielde, Alström or Prader-Willi syndrome) or hypothalamiclesions (Haslam & James, 2005). In addition, it is important to stress that obesityis associated with a variety of illnesses (known as comorbidities) such as dysli-pidaemia, type-2 diabetes, high blood pressure, degenerative arthropathy andsleep apnea syndrome (Guh et al., 2009).

The prevalence of obesity in Western countries is truly high (King, 2011). InSpain, recent studies revealed that 34.2% of the population carries excess weight,while the obesity rate is 13.6% (Rodríguez-Rodríguez, López-Plaza, López-Sobaler, & Ortega, 2011). If we compare the current situation with the first studiesconducted on this topic in Spain (Aranceta et al., 1998), we can see a striking risein the number of obese people (Basterra-Gortari et al., 2011), which gives an ideaof the magnitude this problem is reaching. Therefore, obesity is a problem withmedical origins that has also become a social problem over time in that it isaffecting more and more layers of the population. For this reason, it is particularlyimportant to examine people’s behaviour with the obese, since some studies revealthat obese people are socially stigmatized (Puhl & Heuer, 2009).

Discrimination against obese people

The scholarly literature analysed reveals that obese people suffer from discrimi-nation in many social areas (Puhl, Heuer, & Brownell, 2010). In the area ofhealth, we can see that healthcare professionals share a series of negative beliefsabout the obese (they tend to think of their obese patients as lazy and unin-telligent, similar to the prevailing social stereotype), which ends up affecting thetreatment that patients with weight problems receive (Huizinga, Bleich, Beach,Clark, & Cooper, 2010). There is also such a negative stereotype of obeseworkers at the workplace (they are believed to be slower and clumsier thanother people) that it is practically impossible for overweight people to shareequal conditions with others in the job market (Agerström & Rooth, 2011).Generally speaking, it has been found that obese people have problems in staffhiring processes, earn less, hold lower-ranking jobs and suffer from a higherunemployment rate. Research in the field of education has also found wide-spread prejudice towards overweight children (Turnbull, Heaslip, & McLeod,2000). In the sphere of interpersonal relations, similar results have been found:overweight people are treated more negatively than people with a lower bodyweight (Hersch, 2011). Finally, the image of overweight people shown in themedia is often negative, and this contributes to disseminating stereotypes of theobese (McClure, Puhl, & Heuer, 2011). It is important to stress that many ofthe studies listed here have been conducted in English-speaking environments,although there are also studies in Spain on the existence of prejudice towards

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obese people in many of the social areas mentioned above (Jáuregui-Lobera,Rivas-Fernández, Montaña-González, & Morales-Millán, 2008).

It is particularly important to mention that many studies relate the discrimina-tion suffered by the obese with overweight people’s decline in quality of life(Ashmore, Friedman, Reichmann, & Musante, 2008). For all of these reasons, thefield of social psychology has deemed it necessary to study prejudice towards theobese (Crandall, 1994). A series of questionnaires has been designed to analysethe assessments of people with weight problems, including the Antifat AttitudesScale (Crandall, 1994).

Antifat attitude scales

Today there are many instruments available in the scholarly community tomeasure antifat attitudes. They include, but are not limited to, the Beliefs AboutObese Persons Scale (BAOP, Allison, Basile, & Yuker, 1991), the AttitudesToward Obese Persons Scale (ATOP, Allison et al., 1991), the Anti-fat AttitudesScale (AFAS, Morrison & O’Connor, 1999), the Anti-fat Attitudes Test (AFAT,Lewis, Cash, & Bubb-Lewis, 1997) and the Fat Phobia Scale (Bacon, Scheltema,& Robinson, 2001). However, the most widely used scale is the Antifat AttitudesScale (AFA, Crandall, 1994).

In 1994, Christian Crandall developed a scale to measure prejudice againstobese people in the United States. Crandall (1994) believed that a questionnairewas needed to measure attitudes towards people with weight problems becausethe United States’ obesity rate was the highest in the world (Baskin, Ard,Franklin, & Allison, 2005) and there was a great deal of prejudice towards thiskind of people (Puhl et al., 2010).

The Antifat Attitudes Scale (AFA, Crandall, 1994) contained 13 items andthree subscales. The first factor, called dislike (α = .84), measured whether or notpeople had negative feelings towards the overweight. The second subscale, calledfear of fat (α = .79), analysed to what extent the participants were afraid of gainingweight. Finally, the third factor, called willpower (α = .66), measured whether ornot the subjects perceived that weight is controllable. It was found that menscored higher on the dislike and willpower scales than women, and that womenscored higher on the fear of fat scale. Furthermore, to check the validity of thequestionnaire, Crandall (1994) administered it together with other questionnairesthat measured variables that were significantly related to prejudice towards otherless fortunate groups (such as authoritarianism, belief in a just world and politicalconservatism) and found positive correlations with the different subscales ofthe AFA.

The AFA scale has often been used in different kinds of studies (Dimmock,Hallett, & Grove, 2009) and yielded sound results when measuring prejudicetowards the obese. However, in Spain there has been no Spanish-languageadaptation of the scale to date. For this reason, the goal of this article is tovalidate a Spanish-language version of the AFA scale. To do so, we shall conduct

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an exploratory analysis and a confirmatory analysis in a sample of Spanishuniversity students.

Therefore, through this study we aim to verify the factorial structure proposedby Crandall (1994) and establish the psychometric criteria that will make it validso the Spanish-speaking scholarly community can use this instrument.

Method

Sample

The sample was made up of 1,457 participants with an average age of 27.5(SD = 6.92) and an age range between 18 and 40. Of the total participants, 627were males and 831 were females. All the participants were students at Spain’sUniversidad Nacional de Educación a Distancia (National Distance EducationUniversity, UNED). The people who were part of the sample had Body MassIndexes (BMIs) of between 18 and 25 (which the scientific community considersnormal weight). The participants with BMIs higher than 25 (overweight) or under18 (underweight, eating behaviour problems) were eliminated from the sample.All the subjects voluntarily agreed to participate in the study.

Instrument

The Antifat Attitude Scale (AFA, Crandall, 1994) has been adapted to Spanishusing the translation/back-translation methodology as stipulated by many authors(Beaton, Bombardier, Guillemin, & Ferraz, 2000) and the norms of theInternational Test Commission (Hambleton & Bollwark, 1991). By using thismethodology, we can check the semantic and structural equivalency of the itemsin the Spanish translation with those in the original questionnaire.

The first Spanish translation of the original scales was performed by one of theauthors. This Spanish translation was independently reviewed by an additionalevaluator, who worked with the main translator to reach an agreed-upon transla-tion of the items, especially those which posed the most difficulty from thesemantic and/or grammatical standpoint. Subsequently, a bilingual English trans-lator back-translated the agreed-upon Spanish-to-English translation with noknowledge of the original scales in English in order to preserve the reliability ofthe back-translation. The scale translated into English and the original scalereached 100% grammatical agreement.

The AFA scale contains 13 items and is divided into three major groups ofquestions (see Appendix). The first includes questions related to the feelingsaroused by overweight people in the participants (Example: ‘I really don’t likefat people much’). The second kind of question is related to the feelingsgenerated in the participants when they gain weight (Example: ‘One of theworst things that could happen to me would be if I gained 25 pounds’).Finally, the last section asks participants whether they perceive obesity ascontrollable or not (Example: ‘Fat people tend to be fat pretty much through

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their own fault’). The participants filled in a Likert scale ranging from 1(‘strongly disagree’) to 7 (‘strongly agree’).

Procedure

Information on the study was posted on the virtual courses taught by theresearchers in this study in order to request participation by anyone interested.All volunteers who chose to participate in the study received class credit. Thestudents in the final sample had to download the questionnaire (the Escala deActitud Antiobesos) from the website and then send the completed questionnaireby regular post to the main researcher of the study (along with other question-naires which are irrelevant to this study). The participants had one month tocomplete the questionnaire, after which it was no longer available. Because of thecircumstances of the university where the study was performed (UNED), datawere obtained from all the provinces in Spain.

Results

As mentioned at the end of the introduction, the prime objective of this study wasto analyse the factorial structure of the questionnaire. To verify the internalstructure of the AFA, an exploratory factorial analysis was performed (maincomponents, Varimax rotation) and then another confirmatory factorial analysiswas performed (maximum probability).

Due to the fact that we chose to perform these two kinds of analyses, wedecided to divide the sample into two, as recommended by the experts(Petrowski, Paul, Albani, & Brähler, 2012). To do so, we used the SPSSprocedure to generate random samples which enabled the original sample tobe divided into two halves. After dividing the sample, we applied the explora-tory factorial analysis to one half and the confirmatory factorial analysis to theother. The purpose of this step is to check whether or not there is convergencebetween the exploratory and confirmatory analyses. What is more, it is impor-tant to mention that the exploratory factorial analysis is a useful tool when it isimpossible to group the data yet there are plausible hypotheses regarding thestructure of a model, in which case the experts recommend the use of con-firmatory factorial analysis as well (Bollen, 1989). For this reason, we chose towork with both kinds of analyses.

To perform the exploratory factorial analysis, we used the SPSS programme.For the confirmatory factorial analysis we used the AMOS programme (Arbuckle,2011). To study the models’ fit, we did not use the Chi-squared test because it isvery sensitive to the sample size and is not advisable when there are more than400 cases, as it is always significant. Instead, given the large amount of goodness-of-fit indexes available, we chose some that are well known and recommended,such as the RMSEA (Residual Mean Squared Error Approximation Index), theNFI (Normed Fit Index) and the CFI (Comparative Fit Index). Values lower than.05 on the RMSEA and higher than .95 on the NFI and CFI indicate good fit

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(Kline, 2011). The sample size was enough given that the relationship between thenumber of subjects and the number of items was greater than 45:1 (Bentler &Chou, 1987).

The second objective of the study was to analyse the psychometric propertiesof the AFA scale. In this case, we decided to calculate the Cronbach’s alphas (acoefficient used to measure the reliability of a measurement scale) of both thescale as a whole and the subscales (Cronbach & Shavelson, 2004).

Exploratory factorial analysis

First of all, we estimated the Cronbach’s alpha of the complete scale (13items). The overall reliability of the scale was .85. Even though theCronbach’s alpha was so high (which indicates that all the items are measuringthe same thing), we chose to perform the exploratory factorial analysis tocheck whether Crandall’s original factorial structure (1994) could bereplicated.

Before performing the exploratory analysis, we performed a series of priorcalculations. First, we analysed whether our data matched a normal distribution.To do so, we decided to measure the asymmetry (the normal distribution issymmetrical if its asymmetry value is around 0) and kurtosis (measurement of thedegree of which the observations are grouped around a central point; for a normaldistribution, the statistical kurtosis value must be around 0) of the variables used inthe study. According to the analyses performed, we noted that the variablesanalysed matched a normal distribution (values of between -1 and +1 for all 13items on the scale). We then analysed the multicollinearity of the variables in ourstudy. Multicollinearity is said to exist among explanatory variables when there issome kind of linear dependence or a strong correlation among them. To do this, it iscommon to calculate Bartlett’s sphericity test and the Kaiser-Mayer-Olikin measureof sampling adequacy (KMO). The sphericity test is interpreted as follows: if thenull hypothesis is accepted (p > .05) it means that the variables are not inter-correlated and therefore it does not make much sense to perform a factorial analysis(Bartlett, 1950). In our case, the Chi-squared was 6595.66 (78 gl) with p < .01. Forthe KMO measure, it is recommended that the value should fall between the rangeof 0 and 1, but closer to 1 (Kaiser, 1970). In our case, the KMO value was .836,which, according to the literature surveyed, is largely acceptable (Guttman, 1954).Once these prior calculations had been performed (normality and multicollinearity),we decided to perform the exploratory factorial analysis.

Once the prior checks had been completed, we chose to perform an explora-tory factorial analysis using the maximum likelihood method (Kim & Mueller,1978) with Varimax rotation (Kaiser, 1958). The main advantage of orthogonalrotations (such as the Varimax rotation) is their simplicity, since the weightsrepresent the correlations between the factors and the variables. However, thesame does not hold true with oblique rotations.

Based on the main components analysis conducted with all 13 items on theAntifat Attitudes Scale with a sample of 758 subjects, three components were

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yielded in the final solution. These three factors were extracted with own valueshigher than 1, as recommended by the experts (Tabachnick & Fidell, 1996).

These three components explain 59.56% of the total variation, with saturationsas shown in Table 1.

The first component (dislike) explains 32.25% of the variation; it includesitems 1–7. The second component (fear of fat) explains 17.17% of the variation; itincludes items 8–10. The third component (willpower) explains 10.12% of thevariation; it includes items 11–13. The structure found in the exploratory analysisreplicates the structure originally found by Crandall (1994).

It is important to mention that some authors (Van Groen, Klooster, Taal, Vande Laar, & Glas, 2010) recommend that factors with fewer than four items (suchas fear of fat and willpower) not be identified as such. However, given that theauthor of the original instrument (Crandall, 1994) designed the scale in this way,we chose to respect this structure despite this methodological glitch.

Once the factors had been established via the exploratory analysis, we chose tocalculate the reliability of the three subscales. The Cronbach’s alpha of subscaleA, dislike, was .86, for fear of fat it was .78 and for willpower it was .68.

Finally, we calculated the Pearson correlations among the different subscales(Table 2). As shown in Table 2, positive, significant correlations were yielded inthe three factors found in the exploratory analysis.

Table 1. Rotated component matrix.

Factor 1 Factor 2 Factor 3

afa1 .60 .11 .25afa2 .44 .07 .20afa3 .77 .01 .04afa4 .71 .07 .03afa5 .74 −.03 .01afa6 .79 .12 .11afa7 .60 .21 .27afa8 .02 .88 .17afa9 .25 .79 .10afa10 .02 .87 .20afa11 −.08 .17 .80afa12 .04 .16 .82afa13 .34 .11 .62

Table 2. Correlations among AFA subscales.

Dislike Fear Willpower

DislikeFear .33**Willpower .38** .36**

Note: **The correlation is significant at the level of .01 (bilateral).

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Confirmatory factorial analysis

We performed a confirmatory factorial analysis on the other half of thesample (759 subjects). As mentioned above, the reason we performed thistype of analysis was to check whether or not there was convergence with theresults of the exploratory analysis, and at the same time to follow therecommendations of the exports, who advise performing a confirmatoryanalysis when there are indications that there is a given factorial structure(Bollen, 1989).

First, we calculated the Cronbach’s alpha of the total scale (13 items), andonce again we got a fairly high score (.80). We chose to perform the factorialanalysis, in this case a confirmatory analysis, even though the result indi-cated that the items are probably measuring the same construct, since wewanted to check whether Crandall’s factorial structure (1994) matched ourdata. To do this, we performed a confirmatory factorial analysis with threefactors: dislike (items 1–7), fear of fat (items 8–10) and willpower (items11–13).

Bearing in mind the goodness-of-fit indexes mentioned at the beginning of thisResults section, we cannot claim that the goodness-of-fit indexes were entirelysatisfactory (RMSEA = .08; NFI = .89; CFI = .90). However, it is important tomention that according to Hair, Anderson, Tatham, and Black (1998), valuesunder .05 for the RMSEA indicate acceptable fit, and values under .10 (as inour case) indicate reasonable fit. Browne and Cudeck (1993) also postulate that afit less than or equal to .08 is reasonable.

In the case of the NFI index, Bentler and Bonett (1980) stipulated thatvalues equal to or higher than .90 indicate good fit, although other authors (Hu& Bentler, 1999) are stricter and suggest that the value should be over .95. Inour case, we found an NFI of .89, which tells us that the fit is close to thestandard set by Bentler and Bonett (1980). This twofold criterion is alsoapplicable for the CFI index, which in our case was .90, which indicatesthat based on the least stringent criterion of Bentler and Bonett (1980) thismay be considered acceptable fit.

The three-factor model with standardized coefficients (the relative weights ofeach variable has a factor) are shown in Figure 1.

As can be seen, the confirmatory factorial analysis revealed the existence of athree-factor structure (dislike, fear of fat and willpower). These three subscales arepositively related to each other. Once again we found that items 1–7 are part of thefirst factor (dislike), items 8–10 the second factor (fear of fat) and the last threeitems (11–13) the third factor (willpower). As found in the exploratory factorialanalysis, we found a similar factorial structure to the one originally developed byCrandall (1994). Therefore, we can posit convergence in the results with bothkinds of analysis.

Finally, once we had established the factors through the confirmatory analysis,we chose to calculate the reliability of the three subscales. The Cronbach’s alphaof the dislike subscale was .70, of the fear of fat scale it was .85 and of thewillpower scale it was .72.

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Taken as a whole, these results show that the Antifat Attitudes Scale has threeclearly defined subscales, and that there is a positive relationship between thedifferent factors of the instrument, as shown by the results of both the exploratoryand the confirmatory factorial analyses.

Gender differences

Finally, we performed three analyses of variance (ANOVA) with the total sample(1,457 participants) to check whether there were any gender differences in theAFA’s subscales, as Crandall (1994) originally found. As can be seen in Table 3,males scored higher on the dislike subscale (F(1, 1455) = 35.67, p < .01), whilefemales scored higher on the fear of fat (F(1, 1455) = 75.34, p < .01) andwillpower (F(1, 1455) = 60.54, p < .01) subscales.

AFA2E2

AFA3E3

AFA4E4

AFA5E5

AFA6E6

AFA7E7

AFA8E8

AFA9E9

AFA10E10

AFA11E11

AFA12E12

AFA13

AFA1E1

Dislike

Willpower

Fear of fat

.57

.28

.68

.62

.63

.79

.63

E13

.32

.68

.80

.57

.87

.68

.85

.24

.45

Figure 1. Three-factor model related to the standardized coefficients (β).

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Discussion

This article reveals that the Antifat Attitudes Scale (AFA,) is a questionnaire thatcan be used in the Spanish-speaking community to measure prejudice towardspeople with weight problems. Judging from the results, this scale has a factorialstructure of three subscales (dislike, fear of fat and willpower), as shown by boththe exploratory and the confirmatory factorial analyses. Likewise, the reliability ofboth the total scale and the subscales is appropriate given the Cronbach’s alphasfound (Cronbach & Shavelson, 2004). What is more, we found that the differentsubscales are positively related to each other, as shown by the analyses performed.

Therefore, given these results, both of the goals of this study, namely toreplicate the factorial structure of Crandall’s questionnaire (1994) and to analysethe psychometric properties of the scale, were fulfilled. We believe that based onthe information presented in the preceding sections, the AFA questionnaire can besafely used to measure antifat attitudes.

As mentioned in the introduction, it is important to stress that the AFA scale(Crandall, 1994) is not the only scale used to measure antifat attitudes. Forexample, there are open-ended questionnaires that measure attitudes towardsobese people (Allison et al., 1991; Bacon et al., 2001; Lewis et al., 1997;Morrison & O’Connor, 1999) as well as implicit measurements (Teachman &Brownell, 2001). Both kinds of tools have been proven to be effective in measur-ing negative attitudes towards obese people. However, we believe that the scalepresented in this study is a valuable instrument for measuring prejudice towardsobese people, as revealed throughout this article, although we also believe that itis important for professionals to be aware of other instruments and for them tochoose the tool they deem the most useful.

Additionally, based on our results we can state that males score higher on thedislike subscale, while women score higher on the fear of fat and willpowersubscales. In Crandall’s original study (1994), males scored higher on willpower,and this finding has been replicated in other more recent studies (Magallares &Morales, 2013). This is an unexpected result given that the perception of weightcontrol is related to the prejudice shown towards the obese, as our correlationsshow and as suggested recently by other authors (O’Brien, Latner, Ebneter, &Hunter, 2013). Therefore, we can say that even though females score higher onwillpower (that is, they perceive obesity as controllable), this does not translate

Table 3. Descriptions of the AFA scale for males and females.

Mean Standard deviation Sample size

Males Dislike 1.96 0.74 627Fear 2.73 0.96Willpower 3.35 0.79

Females Dislike 1.73 0.75 831Fear 3.39 1.72Willpower 3.83 1.39

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into greater prejudice towards obese people. This may be related to the fact thatwomen internalize the societal norm of thinness, that is, that they apply thisstandard of the controllability of weight to themselves more than they externalizeit by expressing negative attitudes towards people with weight problems(Magallares & Morales, 2013).

On the other hand, future studies can address the validity of the construct andanalyse what other variables are related to the expression of prejudice towards theobese. A survey of the literature suggests that there are other variables (such assexism and authoritarianism, just to cite two of them) which are related tonegative attitudes towards overweight people (Ebneter, Latner, & O’Brien, 2011).

This study has two limitations. First, the sample is made up of universitystudents. We believe that it would have been worthwhile to use participants formother social strata or with lower educational levels in order to make the sample asheterogeneous as possible. Secondly, as mentioned above, people with BMIsunder 18 or higher than 25 were eliminated from the final sample. On futureoccasions, it might be interesting to analyse the scores of participants with higherbody weights because, as the research has shown, obese people themselves showprejudices towards members of their own group (Crandall, 1994).

Despite these limitations, this study clearly shows that the Antifat AttitudesScale is a valid, appropriate tool for measuring prejudice towards obese peoplewhich will be useful for all researchers in the Spanish-speaking world who areinterested in studying prejudice towards people with weight problems.

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Adaptación al castellano de la Escala de Actitud Antiobesos

La obesidad se define como una acumulación excesiva de tejido adiposo que setraduce en un aumento del peso corporal (World Health Organization, 2000). Lacausa más frecuente de esta enfermedad es la exógena o nutricional, aunqueconviene reseñar que también puede ser la consecuencia de determinadas enfer-medades endocrinas (hipotiroidismo, síndrome de Cushing, hipogonadismo pri-mario o síndrome del ovario poliquístico), síndromes genéticos (Laurence MonnBielde, Alstrom o Prader Willi) o lesiones hipotalámicas (Haslam y James, 2005).Además, es importante recalcar que la obesidad está asociada a diversas enferme-dades (lo que se conoce como comorbilidades) como las dislipemias, la diabetestipo 2, la hipertensión arterial, la artropatía degenerativa o el síndrome de apneadel sueño (Guh et al., 2009).

La prevalencia de la obesidad en los países occidentales es realmenteelevada (King, 2011). En el caso español, los últimos estudios ponen demanifiesto que la prevalencia de sobrepeso en la población es del 34,2% yla de obesidad del 13,6% (Rodríguez-Rodríguez, López-Plaza, López-Sobaler,y Ortega, 2011). Analizando los primeros estudios que se hicieron al respectoen España (Aranceta et al., 1998) y los últimos trabajos, se constata unincremento llamativo del número de personas obesas (Basterra-Gortari et al.,2011), lo que da una idea de la magnitud que está alcanzando este problema.Por lo tanto, la obesidad, un problema médico en origen, se ha acabadoconvirtiendo con el paso del tiempo también en un problema social en lamedida en que cada vez afecta a más capas de población. Por ello, pareceespecialmente relevante tener en cuenta cómo las personas se comportan conlos obesos, ya que algunos estudios revelan que las personas de este colectivose encuentran socialmente estigmatizadas (Puhl y Heuer, 2009).

Discriminación a las personas obesas

La literatura científica analizada pone de manifiesto que las personas obesassufren discriminación en muchas áreas sociales (Puhl, Heuer, y Brownell,2010). En el área de la salud se observa que los profesionales sanitarios compartenuna serie de creencias negativas sobre los obesos (suelen considerar a suspacientes obesos como vagos y poco inteligentes, muy en la línea del estereotiposocial predominante) lo que acaba repercutiendo en el tratamiento que reciben lospacientes con problemas de peso (Huizinga, Bleich, Beach, Clark, y Cooper,2010). En el ámbito laboral también existe un estereotipo tan negativo deltrabajador obeso (se cree que son más lentos y torpes que el resto de personas)

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que es prácticamente imposible que la gente con sobrepeso pueda competir enigualdad de condiciones con el resto de personas en el mercado laboral(Agerström y Rooth, 2011). En general se ha hallado que las personas obesastienen problemas en los procesos de selección de personal, obtienen una menorremuneración económica, ocupan puestos de inferior categoría y sufren una mayortasa de paro. Investigaciones en el área educativa también encuentran que elprejuicio hacia los niños y niñas con sobrepeso están muy extendidos (Turnbull,Heaslip, y McLeod, 2000). En el área de las relaciones interpersonales, conresultados igualmente similares, se ha encontrado que las personas de este colec-tivo reciben un trato más negativo que la gente con un menor peso corporal(Hersch 2011). Por último, la imagen que se da de las personas obesas en losmedios de comunicación es, en muchas ocasiones, negativa, y ello contribuye adiseminar entre la población los estereotipos acerca de las personas con sobrepeso(McClure, Puhl, y Heuer, 2011). Es importante recalcar que muchas de lasinvestigaciones reseñadas se han realizado en contextos anglosajones, aunque enEspaña también existen estudios sobre la existencia de prejuicio hacia las personasobesas en muchas de las áreas sociales mencionadas (Jáuregui-Lobera, Rivas-Fernández, Montaña-González, y Morales-Millán, 2008).

Es especialmente relevante mencionar que son muchos los trabajos querelacionan la discriminación que sufren los obesos con el descenso en lacalidad de vida de las personas con sobrepeso (Ashmore, Friedman,Reichmann, y Musante, 2008). Por todo ello, desde la Psicologia Social seha considerado oportuno estudiar el prejuicio hacia las personas obesas(Crandall, 1994). Para analizar las valoraciones que se realizan de las personascon problemas de peso se han desarrollado una serie de cuestionarios, entre loscuales destaca la Antifat Attitudes Scale (Crandall, 1994).

Escalas de Actitud Antiobesos

En la actualidad existen muchos instrumentos disponibles en la comunidadcientífica para medir actitudes antiobesos. Sin ánimo de ser exhaustivos,podemos mencionar la Beliefs About Obese Persons Scale (BAOP, Allison,Basile, y Yuker, 1991), la Attitudes Toward Obese Persons Scale (ATOP,Allison et al., 1991), la Anti-fat Attitudes Scale (AFAS, Morrison yO’Connor, 1999), el Anti-fat Attitudes Test (AFAT, Lewis, Cash, & Bubb-Lewis, 1997) y la Fat Phobia Scale (Bacon, Scheltema y Robinson, 2001).Sin embargo, la más utilizada es la Antifat Attitudes Scale (AFA, Crandall,1994).

En 1994, Christian Crandall desarrolló una escala para medir el prejuiciohacia las personas obesas en los Estados Unidos. Crandall (1994) estimóoportuno crear este cuestionario para medir las actitudes hacia las personascon problemas de peso porque en los Estados Unidos las tasas de prevalenciaeran una de las más elevadas del mundo (Baskin, Ard, Franklin, y Allison,2005) y existía un gran prejuicio hacia este tipo de personas (Puhl et al.,2010).

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La Antifat Attitudes Scale (AFA, Crandall, 1994) constaba de 13 ítems ycontenía tres sub-escalas. El primer factor denominado Antipatía (α = .84),medía si las personas tenían sentimientos negativos hacia las personas conproblemas de peso o no. La segunda sub-escala, llamado Miedo a la Gordura(α = .79), analizaba en qué medida los participantes tenían miedo a coger peso.Por último, un tercer factor, denominado Voluntad (α = .66), medía si los sujetospercibían que el peso de las personas era controlable o no. En el cuestionario seobservaba que los hombres puntuaban más alto en la escala de Antipatía yVoluntad mientras que las mujeres lo hacían en el factor de Miedo a laGordura. Además, Crandall (1994) para comprobar la validez del cuestionariopasó esta escala junto con otros cuestionarios que medían variables que serelacionaban de forma significativa con el prejuicio hacia otros colectivos desfa-vorecidos (por ejemplo, autoritarismo, creencia en un mundo justo o conservadu-rismo político), encontrando correlaciones positivas con las diferentes sub-escalasde la AFA.

La escala AFA se ha usado en muchas ocasiones en diferentes tipos deinvestigaciones (Dimmock, Hallett, y Grove, 2009) dando buenos resultadospara medir prejuicio hacia las personas obesas. Sin embargo, en España,hasta la fecha, no existe una adaptación al castellano de esta escala. Porello, el objetivo del presente artículo es validar una versión castellana de laescala AFA. Para ello, se harán un análisis exploratorio y un confirmatoriopara comprobar si la estructura de la escala original propuesta por Crandall(1994) se mantiene en una muestra de estudiantes universitarios españoles.

Por lo tanto, con la realización de este estudio se pretende verificar laestructura factorial propuesta por Crandall (1994) y establecer los criteriospsicométricos que la habilitarían para que la comunidad científica hispanoha-blante pudiera usar este instrumento.

Método

Muestra

La muestra estuvo compuesta por 1.457 participantes con una media de edad de27.5 años (DT = 6.92) y con un rango de edad entre 18 y 40 años. Del total departicipantes, 627 eran hombres y 831 mujeres. Todos los participantes eranestudiantes de la Universidad Nacional de Educación a Distancia (UNED). Laspersonas que forman parte de la muestra final tenían Índices de Masa Corporal(IMC) entre 18 y 25 (lo que la comunidad científica establece como normopeso).Los participantes con IMCs superiores a 25 (sobrepeso) o inferiores a 18 (pro-blemas de la conducta alimentaria) fueron eliminados de la muestra. Todos lossujetos accedieron a participar voluntariamente en la investigación.

Instrumento

La Escala de Actitudes Antiobesos (AFA, Crandall, 1994) ha sido adaptada alcastellano mediante la metodología traducción-retrotraducción según lo estipulado

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por algunos autores (Beaton, Bombardier, Guillemin, y Ferraz, 2000) y las normasde la International Test Comission (Hambleton y Bollwark, 1991). Mediante estametodología se puede comprobar la equivalencia semántica y estructural entre losítems de la traducción al castellano y los originales.

La primera traducción al castellano de las escalas originales fue realizada poruno de los autores. Esta traducción al castellano fue revisada independiente-mente por otro evaluador adicional, que junto con el traductor principal, acor-daron una traducción consensuada de los ítems, en especial de aquellos que másdificultad planteaban desde un punto de vista semántico y/o gramatical.Posteriormente, una traductora inglesa bilingüe llevó a cabo la retrotraducciónde la traducción consensuada del castellano al inglés, desconociendo ésta lasescalas originales en inglés para preservar la fiabilidad de la retrotraducción. Laescala traducida al inglés y la original obtuvieron una coincidencia gramaticaldel 100%.

La escala AFA contiene 13 ítems y se divide en tres grandes bloques depreguntas (ver Apéndice). En el primero de ellos se incluyen cuestiones relativasa los sentimientos que suscitan las personas con sobrepeso en los participantes(Ejemplo: ‘No me gusta mucho la gente gorda’). Un segundo tipo de preguntasversa, en este caso, sobre las sensaciones que genera en los participantes el hechode ganar peso (Ejemplo: ‘Una de las peores cosas que me podrían pasar es queganara unos kilos de peso’). Por último, existe una sección donde se pregunta alos participantes si perciben que la obesidad es algo controlable o no (Ejemplo:‘La gente gorda tiene ese peso principalmente por su propia culpa’). Los partici-pantes rellenaban una escala tipo Likert que iba de 1 (nada de acuerdo) a 7(completamente de acuerdo).

Procedimiento

Se colocó información relativa a la realización de un estudio en los cursosvirtuales de la asignatura de la que forman parte los investigadores del presenteestudio para pedir colaboradores que quisieran participar. Todos aquellos volun-tarios que optaron por formar parte del estudio recibieron créditos en la asigna-tura. Los alumnos que formaron parte de la muestra final debían descargarse elcuestionario (la Escala de Actitud Antiobesos) de la citada página web y poste-riormente mandar por correo ordinario al investigador principal del estudio elcuestionario rellenado (junto con otros cuestionarios no relevantes para el presenteestudio). Los participantes disponían de un mes para la realización de la tarea,fecha a partir de la cual dejaba de estar disponible el cuestionario. Por laidiosincrasia de la Universidad donde se ha realizado el presente estudio(UNED) se obtuvieron datos de todas las provincias de la geografía española.

Resultados

Como se comentó en la parte de final de la introducción, el primer objetivo delestudio era analizar la estructura factorial del cuestionario. Para verificar la

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estructura interna de la AFA, se realizó un análisis factorial exploratorio(Componentes Principales, rotación Varimax) y otro confirmatorio (MáximaProbabilidad).

Debido a que se optó por realizar estos dos tipos de análisis se decidiódividir la muestra en dos, tal y como recomiendan los expertos (Petrowski, Paul,Albani, y Brähler, 2012). Para ello, se utilizó el procedimiento de SPSS paragenerar muestras aleatorias, que permitió que la muestra original fuera divididaen dos mitades. Después de dividir la muestra, se aplicó el análisis factorialexploratorio en una mitad y la segunda mitad de la muestra fue utilizada pararealizar el análisis factorial confirmatorio. El objetivo de este paso es comprobarsi existe convergencia o no entre el análisis exploratorio y el confirmatorio.Además, es importante mencionar que el análisis factorial exploratorio es unaherramienta útil en áreas en las que no se conoce la posible agrupación de losdatos pero cuando existen hipótesis plausibles sobre la estructura de un modelo,como es el caso, los expertos aconsejan también el uso del análisis factorialconfirmatorio (Bollen, 1989). Por esta razón, se optó por trabajar con ambostipos de análisis.

Para realizar el análisis factorial exploratorio se utilizó el programa SPSS.Para el análisis factorial confirmatorio se empleó el programa AMOS(Arbuckle, 2011). Para el estudio de los ajustes de los modelos no se usó eltest de χ2, dado que es muy sensible al tamaño de la muestra y no esaconsejable cuando el número de casos es mayor de 400, pues siempre resultasignificativa. Por ello, entre la gran cantidad de índices de ajuste existentes,elegimos algunos que son bien conocidos y recomendados, como el RMSEA(Residual Mean Squared Error Approximation Index), el NFI (Normed FitIndex) y el CFI (Comparative Fit Index). Los valores menores de .05 en elcaso del RMSEA, y superiores a .95 en el caso del NFI y CFI indican un buenajuste (Kline, 2011). El tamaño muestral fue suficiente dado que la relaciónentre el número de sujetos y el número de ítems fue mayor que 45:1 (Bentler yChou, 1987).

El segundo de los objetivos del estudio era analizar las propiedadespsicométricas de la escala AFA. En este caso se optó por calcular los alphas deCronbach (coeficiente que sirve para medir la fiabilidad de una escala de medida)de la escala y de las sub-escalas (Cronbach y Shavelson, 2004).

Análisis factorial exploratorio

En primer lugar se estimó el coeficiente Alfa de Cronbach de la escala al completo(13 ítems). La fiabilidad de la escala total fue .85. A pesar de tener un alfa tanelevado (que indica que todos los ítems están midiendo lo mismo) se optó porrealizar el análisis factorial exploratorio para comprobar si se puede replicar o nola estructura factorial original de Crandall (1994).

Antes de realizar el análisis exploratorio se realizaron una serie de cálculosprevios. En primer lugar, se analizó si nuestros datos se ajustaban a unadistribución normal. Para ello se decidió medir la asimetría (la distribución

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normal es simétrica si tiene un valor de asimetría en torno a 0) y la curtosis(medida del grado en que las observaciones están agrupadas en torno al puntocentral. Para una distribución normal, el valor del estadístico de curtosis debeestar en torno a 0) de las variables utilizadas en el estudio. De acuerdo a losanálisis realizados se comprobó que las variables analizadas se ajustaban a unadistribución normal (valores comprendidos entre -1 y +1 para los 13 ítems dela escala). A continuación, se analizó la multicolinealidad de las variables denuestro estudio. Se dice que existe multicolinealidad entre las variables expli-cativas cuando hay algún tipo de dependencia lineal entre ellas, o lo que es lomismo, si existe una fuerte correlación entre las mismas. Para ello se suelecalcular el test de esfericidad de Bartlett y la medida de adecuación muestralde Kaiser-Mayer-Olikin (KMO). El test de esfericidad se interpreta de lasiguiente manera: si se acepta la hipótesis nula (p > .05) significa que lasvariables no están intercorrelacionadas y por tanto no tiene mucho sentidollevar a cabo un Análisis Factorial (Bartlett, 1950). En nuestro caso obtuvimosuna χ2 de 6595.66 (78 gl) y con una p < .01. En el caso del KMO serecomienda que el valor se encuentre entre el rango 0 y 1, pero más cercanoa la unidad (Kaiser, 1970). En nuestro caso obtuvimos un valor de KMO .836que, según la literatura revisada, es bastante aceptable (Guttman, 1954). Unavez realizados estos cálculos previos (normalidad y multicolinealidad) sedecidió realizar el análisis factorial exploratorio.

Una vez hechas estas comprobaciones, se optó por realizar un análisisfactorial exploratorio con el Método de Máxima Verosimilitud (Kim yMueller, 1978) y con una rotación Varimax (Kaiser, 1958). La ventaja princi-pal de las rotaciones ortogonales (como es la rotación Varimax) es su simpli-cidad, ya que los pesos representan las correlaciones entre los factores y lasvariables. Sin embargo esto no se cumple en el caso de las rotacionesoblicuas.

A partir del análisis de componentes principales llevado a cabo con los 13ítems de la Escala de Actitudes Antiobesos con una muestra de 758 sujetos seobtuvieron tres componentes en la solución final. Estos tres factores fueronextraídos con valores propios superiores a 1 tal y como recomiendan los expertos(Tabachnick y Fidell, 1996).

Los tres componentes explican el 59.56% de la varianza total, con unassaturaciones que pueden verse en la Tabla 1.

El primer componente (Antipatía), explica el 32.25% de la varianza. Incluyelos ítems, del 1 al 7. El segundo componente (Miedo a la Gordura), explica el17.17% de la varianza. Está formado por los ítems 8, 9 y 10. El tercer componente(Voluntad), explica el 10.12% de la varianza. Está formado por los ítems 11, 12 y13. La estructura encontrada en este análisis exploratorio es una réplica de lahallada originalmente por Crandall (1994).

Es importante mencionar que algunos autores (Van Groen, Klooster, Taal, Vande Laar y Glas, 2010) recomiendan que no se identifiquen como factores aquellosque posean menos de cuatro ítems (como en el caso de los factores de Miedo a laGordura y Voluntad). Ahora bien, dado que el autor del instrumento original

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(Crandall, 1994) diseñó de esta manera la escala, optamos por respetar esaestructura, a pesar de la citada inconveniencia metodológica.

Una vez establecidos los factores mediante el análisis exploratorio se optó porcalcular la fiabilidad de los tres sub-escalas halladas. El Alfa de Cronbach de lasub-escala Antipatía fue .86, la de Miedo a la Gordura de .78 y la de Voluntadde .68.

Por último, se calcularon las correlaciones de Pearson entre las diferentes sub-escalas (Tabla 2). Como se puede observar, se hallaron correlaciones positivas ysignificativas entre los tres factores hallados en el análisis exploratorio.

Análisis factorial confirmatorio

Con la otra mitad de la muestra (759 sujetos) se realizó un análisis factorialconfirmatorio. Como ya se comentó, el objetivo de realizar este tipo de análisisera comprobar si existía convergencia o no con lo obtenido en el exploratorio y, almismo tiempo, seguir las recomendaciones de los expertos que aconsejan hacer unanálisis confirmatorio cuando existen indicios de que existe una estructura facto-rial determinada (Bollen, 1989).

Tabla 1. Matriz de componentes rotados.

Factor 1 Factor 2 Factor 3

afa1 .60 .11 .25afa2 .44 .07 .20afa3 .77 .01 .04afa4 .71 .07 .03afa5 .74 −.03 .01afa6 .79 .12 .11afa7 .60 .21 .27afa8 .02 .88 .17afa9 .25 .79 .10afa10 .02 .87 .20afa11 −.08 .17 .80afa12 .04 .16 .82afa13 .34 .11 .62

Tabla 2. Correlaciones entre las sub-escalas de AFA.

Antipatía Miedo Voluntad

AntipatíaMiedo .33**Voluntad .38** .36**

Nota: **La correlación es significativa al nivel .01 (bilateral)

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En primer lugar, se calculó el alpha de Cronbach de la escala total (13ítems). De nuevo se obtuvo un valor bastante elevado (.80). Se optó porrealizar el análisis factorial, en este caso confirmatorio, a pesar de que esteresultado indique que los ítems pueden estar midiendo el mismo constructo,ya que se quería comprobar si la estructura factorial de Crandall (1994) seajustaba a nuestros datos. Para ello, se realizó un análisis factorial confirma-torio, con tres factores: Antipatía (ítems del 1 al 7), Miedo a la Gordura(ítems del 8 al 10) y Voluntad (ítems del 11 al 13).

Teniendo en cuenta los índices de ajuste comentados al principio de estasección de Resultados, no se podría decir que los índices de ajuste que seobtuvieron sean enteramente satisfactorios (RMSEA = .08; NFI = .89;CFI = .90). Sin embargo, es importante mencionar que según Hair, Anderson,Tatham y Black (1998) los valores inferiores a .05 para el RMSEA indican unbuen ajuste y valores inferiores a .10 (como es nuestro caso) un ajuste razonable.Browne y Cudeck (1993) también postulan que un ajuste menor o igual a .08 esrazonable.

En el caso del índice NFI, Bentler y Bonnet (1980) establecen que valoresiguales o superiores a .90 indican un buen ajuste, aunque algunos otrosautores (Hu y Bentler, 1999) son más estrictos y postulan que el valordebe estar por encima de .95. En nuestro caso, hallamos un NFI de .89 locual nos indica que el ajuste se acerca al standard de Bentler y Bonnet(1980). Este doble criterio es también aplicable para el índice CFI, que, ennuestro caso, fue de .90, lo cual indica que desde el criterio menosexigente de Bentler y Bonnet (1980) podríamos estar hablando de un ajusteaceptable.

El modelo de tres factores relacionados, con los coeficientes estandarizados(los pesos relativos que cada variable tiene en el factor), se muestra en laFigura 1.

Como se puede ver, el análisis factorial confirmatorio pone de manifiesto laexistencia de una estructura de tres factores (Antipatía, Miedo a la Gordura yVoluntad). Estas tres sub-escalas se encuentran positivamente relacionadasentre ellas. De nuevo hallamos que los ítems del 1 al 7 forman parte delprimer factor (Antipatía), los ítems del 8 al 10 parte del segundo (Miedo a laGordura) y los tres últimos (11 al 13) parte del tercer factor (Voluntad). Tal ycomo se encontró con el análisis factorial exploratorio, hallamos una estructurafactorial similar a la desarrollada originalmente por Crandall (1994). Por lotanto, podemos hablar de convergencia en los resultados con ambos tipos deanálisis.

Por último, una vez establecidos los factores mediante el análisis confirmatoriose optó por calcular la fiabilidad de los tres sub-escalas. El Alfa de Cronbach de lasub-escala Antipatía fue .70, la de Miedo a la Gordura de .85 y la de Voluntadde .72.

Tomados en su conjunto, estos resultados ponen de manifiesto que la Escala deActitudes Antiobesos presenta tres sub-escalas claramente definidas, existiendouna relación positiva entre los diferentes factores del instrumento, tal y como

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muestran los resultados tanto del análisis factorial exploratorio como del análisisfactorial confirmatorio.

Diferencias de género

Por último, con el total de la muestra (1.457 participantes) se realizaron tresanálisis de varianza (ANOVA) para comprobar si existían diferencias en funcióndel género en las sub-escalas del AFA tal y como halló originalmente Crandall(1994). Como puede observarse en la Tabla 3, los hombres puntúan más alto en lasub-escala de Antipatía (F(1, 1455) = 35.67, p < .01) mientras que las mujeres lohacen en la de Miedo a la Gordura (F(1, 1455) = 75.34, p < .01) y Voluntad (F(1,1455) = 60.54, p < .01).

AFA2E2

AFA3E3

AFA4E4

AFA5E5

AFA6E6

AFA7E7

AFA8E8

AFA9E9

AFA10E10

AFA11E11

AFA12E12

AFA13

AFA1E1

Antipatía

Voluntad

Miedo a laGordura

.57

.28

.68

.62

.63

.79

.63

E13

.32

.68

.80

.57

.87

.68

.85

.24

.45

Figura 1. Modelo de tres factores relacionados con los coeficientes estandarizados (β).

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Discusión

El presente artículo pone de manifiesto que la Escala de Actitud Antiobesos(AFA, Crandall, 1994) es un cuestionario que puede ser usado en la comu-nidad hispanohablante para medir el prejuicio hacia las personas con pro-blemas de peso. A tenor de los resultados obtenidos, esta escala tiene unaestructura factorial de tres sub-escalas (Antipatía, Miedo a la Gordura yVoluntad), tal y como han puesto de manifiesto tanto el análisis factorialexploratorio como el confirmatorio, y al mismo tiempo que la fiabilidad de laescala total como la de las sub-escalas es la adecuada, atendiendo a losalphas de Cronbach encontrados (Cronbach y Shavelson, 2004). Además,se ha hallado que las diferentes sub-escalas se encuentran positivamenterelacionadas las unas con las otras tal y como han mostrado los análisisrealizados.

Por lo tanto, los dos objetivos que se perseguían, replicar la estructura factorialdel cuestionario de Crandall (1994) y analizar las propiedades psicométricas de laescala, han sido cumplidos a tenor de los resultados obtenidos. Creemos que enfunción de lo expuesto en las secciones precedentes, el cuestionario AFA puedeser utilizado con garantía para medir actitudes antiobesos.

Es importante recalcar que la escala AFA (Crandall, 1994), tal y como seha comentado en la sección introductoria, no es la única que existe para mediractitudes antiobesos. Por ejemplo, existen cuestionarios abiertos para mediractitudes hacia las personas obesas (Allison et al., 1991; Bacon et al., 2001;Lewis et al., 1997; Morrison y O’Connor, 1999) y también medidas implícitas(Teachman y Brownell, 2001). Ambos tipos de herramientas han demostradoser eficaces para medir actitudes negativas hacia las personas obesas. Encualquier caso, creemos que la escala presentada en este trabajo es un instru-mento muy valioso para medir el prejuicio hacia las personas obesas, tal ycomo hemos dejado de manifiesto a lo largo del manuscrito, aunque creemosque es importante que se conozcan también otros instrumentos y que losprofesionales que quieran medir actitudes antiobesos elijan aquella herramientaque consideren más útil.

Adicionalmente, podemos decir, en función de nuestros resultados, quelos hombres puntúan más alto en la sub-escala de Antipatía mientras que las

Tabla 3. Descriptivos de la escala AFA para hombres y mujeres.

Media Desviación típica Tamaño muestral

Hombres Antipatía 1.96 0.74 627Miedo 2.73 0.96Voluntad 3.35 0.79

Mujeres Antipatía 1.73 0.75 831Miedo 3.39 1.72Voluntad 3.83 1.39

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mujeres lo hacen en las de Miedo a la Gordura y Voluntad. En el estudiooriginal de Crandall (1994), los hombres puntuaban más alto en la escala deVoluntad al igual que en otros trabajos más recientes (Magallares y Morales,2013). Es un resultado inesperado puesto que la percepción de control delpeso se relaciona con el prejuicio que se muestra hacia las personas obesas,tal y como nuestras correlaciones muestran y como han sugerido algunosautores recientemente (O’Brien, Latner, Ebneter, y Hunter, 2013). Por lotanto, podemos decir que aunque las mujeres puntúan más alto en Voluntad(es decir, perciben la obesidad como algo más controlable) esto no se traduceen un mayor prejuicio hacia las personas obesas, lo cual puede estar relacio-nado con el hecho de que las mujeres interiorizan la norma social dedelgadez, es decir, que se aplican a ellas mismas ese standard acerca de lacontrolabilidad del peso más que externalizarlo a través de la expresión deactitudes negativas hacia las personas con problemas de peso (Magallares yMorales, 2013).

Por otra parte, en futuros trabajos debería abordarse también el estudio de lavalidez de constructo y analizar qué otras variables se relacionan con la expresióndel prejuicio hacia las personas obesas. La revisión de la literatura sugiere que hayotras variables (como el sexismo, el autoritarismo por citar dos de ellas) que serelacionan con las actitudes negativas hacia las personas con sobrepeso (Ebneter,Latner, y O’Brien, 2011).

Como limitaciones del presente trabajo podemos mencionar al menos dos.En primer lugar, se trata de una muestra de estudiantes universitarios. Creemosque hubiera sido interesante poder acceder a participantes de otros estratossociales o con un menor nivel educativo, de cara a que la muestra fuera lo másheterogénea posible. En segundo lugar, como se ha comentado, las personascon IMCs corporales inferiores a 18 o superiores a 25 fueron eliminados de lamuestra final. Para futuras ocasiones sería interesante analizar las puntuacionesde los participantes con pesos corporales más elevados porque tal y como hapuesto de manifiesto la investigación se ha encontrado que las propias perso-nas obesas muestran prejuicios hacia los miembros de su propio grupo(Crandall, 1994).

A pesar de estas limitaciones, el presente estudio muestra claramente que la Escalade Actitud Antiobesos es una herramienta válida y adecuada para la medida delprejuicio hacia las personas obesas, lo que será útil para todos aquellos investigadoresdel ámbito hispanohablante que estén interesados en estudiar el prejuicio hacia laspersonas con problemas de peso.

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Appendix

Dislike

(1) I really don’t like fat people much.(2) I don’t have many friends that are fat.(3) I tend to think that people who are overweight are a little untrustworthy.(4) Although some fat people are surely smart, in general, I think they tend not to be

quite as bright as normal weight people.(5) I have a hard time taking fat people too seriously.(6) Fat people make me somewhat uncomfortable.(7) If I were an employer looking to hire, I might avoid hiring a fat person.

Fear of fat

(8) I feel disgusted with myself when I gain weight.(9) One of the worst things that could happen to me would be if I gained 25 pounds.(10) I worry about becoming fat.

Willpower

(11) People who weigh too much could lose at least some part of their weight througha little exercise.

(12) Some people are fat because they have no willpower.(13) Fat people tend to be fat pretty much through their own fault.

Apéndice

Antipatía

(1) No me gusta mucho la gente gorda.(2) No tengo muchos amigos/as que sean gordos.(3) Tiendo a pensar que la gente con sobrepeso son de poca confianza.(4) Aunque algunas personas gordas sean seguramente inteligentes, en general, creo

que no son tan brillantes como la gente con un peso normal.(5) Me cuesta tomar en serio a una persona gorda.(6) La gente gorda me hace sentir algo incómodo/a.(7) Si fuera un empresario buscando a alguien que contratar, evitaría contratar a una

persona gorda.

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Miedo a la Gordura

(8) Me siento asqueado/a conmigo mismo/a cuando gano algo de peso.(9) Una de las peores cosas que me podrían pasar es que ganara unos kilos de peso.(10) Me preocupa ponerme gordo/a.

Voluntad

(11) La gente que pesa mucho podría perder algo de su peso con un poco de ejercicio.(12) Alguna gente está gorda porque no tiene fuerza de voluntad.(13) La gente gorda tiene ese peso principalmente por su propia culpa.

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