https://hemerotecadigital.uanl.mx/files/original/471/21486/Respyn_Revista_de_Salud_Publica_y_Nutricion_2020_Vol_19_No_2_Abril-Junio.pdf d5bab7f153fb7018fe2b918da9112694 PDF Text Text �R E S P Y N Revista Salud Pública y Nutrición COMPARACIÓN DE 3 ECUACIONES PARA ESTIMAR EL GASTO ENERGÉTICO EN REPOSO VS CALORIMETRÍA INDIRECTA EN ESCOLARES CON OBESIDAD. COMPARISON OF 3 EQUATIONS TO ESTIMATE THE ENERGY EXPENDITURE AT RESTING VS INDIRECT CALORIMETRY IN SCHOOLCHILDREN WITH OBESITY. Ramírez Resendez Beatriz1, Balderas Dibildox Daniela 2, Sánchez Peña María Alejandra 1, Márquez Zamora Leticia1, Ramírez López Erik 1, López-Cabanillas Lomelí Manuel 1, Solís Pérez Elizabeth1. 1 Facultad de Salud Pública y Nutrición, Universidad Autónoma de Nuevo León. 2 Consultoría Privada. Monterrey, N.L. México. Citation: Ramírez Resendez B., Balderas Dibildox D., Sánchez Peña MA., Márquez Zamora L., Ramírez López E., López-Cabanillas Lomelí M., Solís Pérez E. (2020) Comparación de 3 Ecuaciones para estimar el Gasto Energético en Reposo Vs Calorimetría Indirecta en Escolares con Obesidad. Revista Salud Pública y Nutrición, 19 (2), 1-8. Editor: Esteban G. Ramos Peña, Dr. CS., Universidad Autónoma de Nuevo León, Facultad de Salud Pública y Nutrición, Monterrey Nuevo León, México. Copyright: ©2020 Ramírez Resendez B. et al. This is an open-access article distributed under the terms of Creative Commons Attribution License [CC BY 4.0], which permits unrestricted use, distribution, and reproduction in any medium, provided the original author and source are credited. Competing interests: The authors have declared that no competing interests exist. DOI: https://doi.org/10.29105/respyn19.2-1 Recibido: 09 de marzo 2020; Aceptado: 12 de junio 2020 Email: maria.sanchezp@uanl.mx. �Calorimetría indirecta, Ecuaciones predictivas, Pediatría, Obesidad, Gasto energético en reposo. Artículo Original COMPARACIÓN DE 3 ECUACIONES PARA ESTIMAR EL GASTO ENERGÉTICO EN REPOSO VS CALORIMETRÍA INDIRECTA EN ESCOLARES CON OBESIDAD. Beatriz Ramírez Resendez1, Daniela Balderas Dibildox2, María Alejandra Sánchez Peña1, Leticia Márquez Zamora1, Erik Ramírez López1, Manuel López-Cabanillas Lomelí1, Elizabeth Solís Pérez1. 1 Facultad de Salud Pública y Nutrición, Universidad Autónoma de Nuevo León. 2 Consultoría Privada. Monterrey, N.L. México. RESUMEN Introducción. El gasto energético en reposo (GER) se determina por calorimetría indirecta; o por ecuaciones de predicción. Objetivo: Estimar el gasto energético en reposo por ecuaciones de predicción comparada con calorimetría indirecta en escolares con obesidad. Material y Método: Estudio comparativo, descriptivo y trasversal bajo previo consentimiento informado a escolares entre 7 y 12 años de edad con obesidad (> 2 D. E. OMS 2007). Bajo previo ayuno y reposo de 12 horas se realizó el estudio de calorimetría indirecta con el equipo Quark RMR®. Las ecuaciones de predicción para estimar gasto energético fueron Schofield, Tverskaya y Lazzer. Se realizó el análisis estadístico con el software MedCalc® V13.3. Resultados: 41 escolares, 59% (n=24) género femenino y 41%(n=17) masculino, con promedio de edad de 9.0 ± 2.0 años. Al comparar el gasto energético, el promedio de las diferencias fue de 232 kcal, 89 kcal y 251 kcal respectivamente; siendo la equivalencia entre grupos significativa para la ecuación predictiva de Schofield (p=<0.0001), Tverskaya (p=<0.0028) y Lazzer (p=< 0.0001). Conclusiones: Para determinar el GER en la población infantil con obesidad la mejor herramienta es calorimetría indirecta, ya que en termino grupal las tres ecuaciones de predicción sobreestiman significativamente el gasto energético en reposo. Palabras Clave: Calorimetría indirecta, Ecuaciones predictivas, Pediatría, Obesidad, Gasto energético en reposo. ABSTRACT Introduction: The energy expenditure at rest (GER) is a determined by indirect calorimetry, or by prediction equations. Objective: To estimate the energy expenditure at resting by prediction equations compared with indirect calorimetry in schoolchildren with obesity. Material and method: Comparative, descriptive and cross sectional study with prior informed consent to schoolchildren between 7 and 12 years of age with obesity (>2 D.E. WHO 2007). Under previous fasting and resting for 12 hours, an indirect calorimetry study was performed with the Quark RMR® equipment. The prediction equations to estimate energy expenditure were Schofield, Tverskaya and Lazzer. Statistical analysis was performed with MedCalc® V13.3 software. Results: 41 schoolchildren, 59% (n=24) female gender and 41% (n=17) male with an average age of 9.0 + 2.0 years. When comparing energy expenditure, the average of the differences was 232 kcal, 89 kcal and 252 kcal respectively; the equivalence between groups being significant for the predictive equation of Schofield (p=<0.0001), Tverskaya (p=<0.0028) and Lazzer (p=<0.0001). Conclusions: To determine the GER in the obese child population, the best tool is indirect calorimetry, since in group terms the three prediction equations significantly overestimate the energy expenditure. Key words: Indirect calorimetry, Predictive equation, Pediatrics, Obesity, Energy expenditure at resting. Revista Salud Pública y Nutrición / Vol. 19 No. 2 abril - junio, 2020 1 �Calorimetría indirecta, Ecuaciones predictivas, Pediatría, Obesidad, Gasto energético en reposo. Introducción El gasto energético en reposo (GER) se define como la energía necesaria para mantener las funciones fisiológicas esenciales (Stubelj et al., 2020). Su desequilibrio entre la ingesta y la utilización de la misma provoca obesidad, la cual es un trastorno nutricional que se presenta a cualquier edad (Becerril-Sánchez, 2015, Hernández, 2019). Por lo que la determinación del GER es necesaria para evaluar este balance y evitar las complicaciones asociadas con la obesidad (Balas Nakash et al., 2008). En México, la obesidad infantil es un problema de salud pública, la Encuesta Nacional de Salud y Nutrición (ENSANUT) estimó en escolares una prevalencia de sobrepeso y obesidad de 32.8% para niñas y 33.7% para niños (Shamah Levy et al., 2018). Dentro de los métodos para evaluar el GER se encuentra la calorimetría indirecta (CI) utilizada en el área clínica y considerada además como un estándar de oro. Sin embargo, este método es costoso y generalmente difícil de realizar si no se cuenta con personal especializado y un espacio adecuado. Es por esto que en la práctica clínica comúnmente se utilizan ecuaciones predictivas para estimar el GER (De la Cruz, De Mateo, 2015; Becerril-Sánchez, 2015). Existen diversas ecuaciones que han sido propuestas a nivel internacional para la estimación del GER en niños, las cuales han sido validadas contra el GER medido por CI y son específicas para un grupo de edad y diseñadas en ciertos grupos étnicos, sin embargo el uso de las ecuaciones de estimación existentes está limitado por el hecho de que fueron desarrolladas con individuos cuyo ambiente y características físicas difieren a la de la población mexicana, además varían de acuerdo a edad, sexo, raza y composición corporal del grupo estudiado, investigaciones realizadas por Balas-Nakash, concluyeron que el gasto energético en reposo es mayor en escolares con obesidad en comparación de escolares con peso normal (Balas Nakash et al., 2008). Estos datos concuerdan con otros estudios realizados en niños con y sin obesidad, en donde el GER fue Artículo Original mayor en presencia de obesidad (Rodríguez et al., 2002). En algunas de las ecuaciones la composición corporal tiene un rol importante sobre el GER ya que se sabe que los niños con obesidad presentan mayor peso corporal, y, por tanto, una cantidad mayor de masa grasa (MG) y masa libre de grasa (MLG) en comparación con niños de peso normal (Vermorel, Lazzer, Bitar et al., 2005). Sin embargo, algunos estudios corroboran lo encontrado en el estudio de Balas-Nakash (2008) acerca de que el GER es igual en niños con peso normal y niños con obesidad cuando se determina la MLG Rodríguez et al., 2002). Mc Duffie et al., realizaron una comparación de CI con las ecuaciones para GER de Schofield, HarrisBenedict, FAO/OMS/ONU (1985), Tverskaya (1998) y Maffeis (1993) en 502 niños entre 6 y 11 años de raza negra y blanca con normopeso, sobrepeso y obesidad, encontrando que ninguna de las ecuaciones estimó el GER de forma precisa (McDuffie et al., 2004). En otro estudio Balas-Makash et al., compararon las ecuaciones Schofield, Harris-Benedict, FAO/OMS/ONU y Tverskaya con CI en 114 escolares mexicanos de 9 a 12 años con y sin sobrepeso y encontrando que la ecuación de mayor concordancia fue la de Tverskaya (Balas Nakash et al., 2008). Sin embargo, existen otras ecuaciones como la de Lazzer, desarrollada específicamente para niños y adolescentes severamente obesos, la cual ha sido escasamente comparada con las ecuaciones previamente mencionadas (Lazzer, Agosti, et al., 2006). Por lo que nuestro objetivo es estimar el gasto energético en reposo obtenido por las ecuaciones predictivas de Schofield, Tverskaya y Lazzer comparada con calorimetría indirecta en escolares del estado de Nuevo León de 7 a 12 años con obesidad. Material y Método Se realizó estudio comparativo, descriptivo y trasversal en escolares con obesidad, entre 7 y 12 años de edad, de ambos géneros participantes en un campamento de verano. Revista Salud Pública y Nutrición / Vol. 19 No. 2 abril - junio, 2020 2 �Calorimetría indirecta, Ecuaciones predictivas, Pediatría, Obesidad, Gasto energético en reposo. Todos los padres de los escolares participantes firmaron carta de consentimiento informado y carta de asentimiento por parte del niño. Se excluyeron a los que no presentaron diagnóstico de obesidad por medio del IMC según la referencia de la OMS 2007, y a los participantes que presentaran alguna patología crónica (enfermedad del tracto respiratorio y/o cardiopatías) que pudiera alterar los resultados de la determinación, eliminando a los participantes que durante la medición de la calorimetría indirecta presentaron inestabilidad respiratoria (SO2 ‹ 88% o FIO2 › 0.6 o PaO2 ‹ 60 mm Hg o PaCO2 › 45 mm Hg). Procedimiento: Selección de la muestra. Muestra no probabilística, invitando a participar en un campamento de verano en las instalaciones del Bioparque Estrella con duración de 7 días las 24 horas del día a escolares de las diferentes escuelas públicas del estado de Nuevo León, a las personas que respondieron a la convocatoria se les realizó una evaluación antropométrica de peso y talla y se seleccionaron para participar en el campamento a todos aquellos que presentaron obesidad de acuerdo al diagnóstico del IMC. Evaluación antropométrica. A todos los participantes se les realizó evaluación antropométrica que incluyó peso, masa grasa y masa libre de grasa por medio de bioimpedancia eléctrica a través del inBody770® (InBody CO., LTD, Seoul Korea) y medición de estatura (Estadímetro portátil marca SECA® 213) para obtener el IMC (kg/m2). El diagnóstico nutricional se obtuvo en base a tablas de referencia de la OMS 2007 (obesidad = +2 DE). Evaluación del gasto energético en reposo con calorimetría indirecta La determinación del GER se realizó por personal entrenado utilizando el calorímetro modelo Quark RMR® (COSMED) el cual fue calibrado al inicio de las mediciones de acuerdo a los requerimientos establecidos por la European Medical Device Directive. La medición se realizó bajo previo ayuno y reposo absoluto de 12 horas, trasladándose al escolar a la habitación de lectura en un carro de golf para evitar su movilidad. La habitación de lectura permaneció a Artículo Original temperatura constante de 20°C, la determinación se realizó en una sola ocasión con el niño recostado en posición decúbito supino colocando un casco “Canopy” con capa sobre su cabeza para la recolección de gases por un periodo de entre 25 y 30 minutos. Durante la medición los niños permanecieron despiertos, sin realizar ningún movimiento que implicara esfuerzo físico, lo más tranquilos posible y respirando por la nariz a través de la mascarilla. Posteriormente se llevó a cabo la captura de datos para realizar el análisis estadístico. Evaluación del gasto energético en reposo con ecuaciones de estimación Las ecuaciones de predicción utilizadas para estimar el GER fueron Schofield, Tverskaya y Lazzer (Tabla 1); las tres ecuaciones se dividen por género. Schofield separa la ecuación en dos grupos de edad, escolares y adolescentes y utiliza los datos de peso en kg y talla en cm. La ecuación de Tverskaya y Lazzer fueron desarrolladas en población con obesidad y utilizan otros parámetros como es: masa grasa, masa libre de grasa y edad, y determinan el gasto energético en un grupo de edad de 6 a 18 años y de 7 a 18 años respectivamente, La diferencia con la ecuación de Lazzer es que el resultado se obtiene en KJ y se convirtió a kcal (1 KJ = 0.24 kcal). Tabla 1. Ecuaciones uiliadas para estimar GER FÓRMULAS EDAD NIÑOS Lazzer 7 a 18 años (Género x 909.12) - (Edad x 107.48) + (kg MLG x 68.39) + (kg MG x 55.19) + 3631.23 Tverskaya 6 a 18 años 775 + (28.4 x MLG kg) - (37 x edad) + (3.3 x MG kg) + (82 x 1) Schofield 3 a 10 años 19.59 (peso kg) + 1.303 (talla cm) + 414.9 10 a 18 años 16.25 (peso kg) + 1.372 (talla cm) + 515.5 NIÑAS Lazzer 7 a 18 años (Género x 909.12) - (Edad x 107.48) + (kg MLG x 68.39) + (kg MG x 55.19) + 3631.23 Tverskaya 6 a 18 años 775 + (28.4 x MLG kg) - (37 x edad) + (3.3 x MG kg) + (82 x 1) Schofield 3 a 10 años 19.59 (peso kg) + 1.303 (talla cm) + 414.9 10 a 18 años 16.25 (peso kg) + 1.372 (talla cm) + 515.5 Análisis Estadístico La creación de la base de datos se realizó con el programa Windows-Excel® 2013 para el análisis estadístico y comparación de las ecuaciones de predicción (Schofield, Tverskaya y Lazzer) versus calorimetría indirecta. El análisis estadístico se realizó son el software MedCalc® versión 13.3, utilizando estadística paramétrica (t student para una Revista Salud Pública y Nutrición / Vol. 19 No. 2 abril - junio, 2020 3 �Calorimetría indirecta, Ecuaciones predictivas, Pediatría, Obesidad, Gasto energético en reposo. muestra) para evaluar el error sistemático y el error proporcional (regresión simple) entre las ecuaciones de predicción y la CI. La equivalencia grupal (diferencias sistemáticas) entre el gasto energético en reposo calculado por las ecuaciones predictivas y la calorimetría indirecta se evaluó con el sesgo o media de las diferencias. Artículo Original de las diferencias. En resumen, de las tres ecuaciones, todas sobreestiman significativamente el gasto energético en reposo comparado con calorimetría indirecta, esto quiere decir que tuvieron error sistemático, para esto se realizó un análisis de regresión simple donde se obtuvo una significancia para la ecuación predictiva de Schofield (p=<0.0001), Tverskaya (p=<0.0028) y Lazzer (p=< 0.0001). Para comprobar que el sesgo fuera uniforme a lo largo de la magnitud de las mediciones (error proporcional) se realizó un análisis de regresión simple donde la pendiente no fuera significativa (P> 0.05). La equivalencia individual entre el gasto energético calculado con las ecuaciones predictivas y la calorimetría indirecta se determinó mediante un método no paramétrico sugerido por Bland y Altman. Para cada ecuación se calculó el porcentaje de observaciones cuyas diferencias fueran menores a 100, 125, 150 y 175 kcal. Estos valores en calorías representan los cambios mínimos del gasto energético en reposo para el grupo de edad escolar (Marugán, 2011). Resultados De un total de 43 escolares con obesidad evaluados, se eliminaron 2 sujetos, por lo que se presentan resultados de 41 escolares. De acuerdo al género el 59% (n=24) fueron del género femenino y 41%(n=17) del género masculino, con un promedio de edad de 9.0 ± 2.0 años. La comparación de cada una de las ecuaciones contra calorimetría indirecta se visualiza en la Figura 1. En los datos obtenidos de la comparación del GER estimado por Schofield, Tverskaya y Lazzer versus calorimetría indirecta, el promedio de las diferencias fue de 232 kcal, 89 kcal y 251 kcal respectivamente (Figura 2). En los límites de concordancia se obtuvieron rangos entre 660 kcal y -264 kcal de diferencia, obteniendo en la ecuación de Schofield unos límites entre 660 kcal, -195 kcal, Tverskaya 443 kcal, -264 kcal y Lazzer 624 kcal, -121 kcal. De las tres ecuaciones que se compararon con calorimetría indirecta únicamente la ecuación de Schofield presentó error proporcional (p=0.0170) lo que quiere decir que las diferencias no fueron homogéneas a lo largo de la magnitud de las mediciones. En cambio, las otras ecuaciones no presentaron error proporcional por lo que no fueron significativas, Tverskaya (p=0.2155) y Lazzer (p=0.0884). La Tabla 2 muestra el promedio de kcal medidas por calorimetría indirecta y estimada para cada una de las ecuaciones de predicción con su desviación estándar del total de la muestra. Todas las ecuaciones sobreestiman el GER de la calorimetría indirecta sistemáticamente. La equivalencia grupal entre el gasto energético en reposo estimado por las ecuaciones predictivas y la calorimetría indirecta se evaluó con el sesgo o media Revista Salud Pública y Nutrición / Vol. 19 No. 2 abril - junio, 2020 4 �Calorimetría indirecta, Ecuaciones predictivas, Pediatría, Obesidad, Gasto energético en reposo. Artículo Original De acuerdo a los datos, se observa que en 1 de cada 3 sujetos las ecuaciones estiman el gasto energético en reposo comparado con CI con un rango de exactitud por debajo de 100 kcal de diferencia, en los valores siguientes para cada uno de los límites por debajo de 125 kcal, 150 kcal y 175 kcal la ecuación que más porcentaje acumulado de casos tiene es la de Tverskaya. Incluso en esta ecuación el 90% de los casos cae por debajo de las 300 kcal de diferencia con la CI, comparado con las ecuaciones de Schofield y Lazzer donde apenas el 50% de los casos presenta diferencias en el gasto energético en reposo por debajo de las 300 kcal de diferencia comparado con la calorimetría indirecta. Tabla 2. Comparación del gasto energético estimado mediante ecuaciones de estimación y calorimetría indirecta en los escolares del estudio Método Límites de concordancia ó precisión de la ecuación Media ± Sesgo o error DE sistemático Calorimetr 1321 ± ía indirecta 172 - - - 1553 ± 242 232* < 0.0001 660 / -195 Ecuación 1411 ± Tverskaya 203 89* < 0.0028 443 / -264 Ecuación Lazzer 251* < 0.0001 624 / -121 Ecuación Schofield 1572 ± 217 Por otro lado, se establecieron los límites del porcentaje acumulado (Tabla 3) de las diferencias en cada uno de los rangos, en base a las calorías que representan los cambios mínimos del gasto energético en reposo por cada grupo de edad. Tabla 3. Porcentaje acumulado de diferencias entre el gasto energético por las ecuaciones de predicción versus por calorimetría indirecta Ecuación Porcentaje acumulado de diferencias < 100 kcal < 125 kcal < 150 kcal < 175 kcal < 300 kcal Schofield 29 34 39 46 58 Tverskaya Lazzer 29 29 44 32 49 37 54 39 90 56 Discusión En el presente estudio decidimos evaluar el gasto energético en reposo estimado por las ecuaciones de predicción (Schofield, Tverskaya y Lazzer) versus calorimetría indirecta en escolares con obesidad, donde la hipótesis planteada fue que ninguna de las ecuaciones utilizadas es precisas ni exactas comparadas con la calorimetría indirecta en escolares mexicanos de 7 a 12 años de edad con obesidad. Esto se justifica porque las ecuaciones que existen y se utilizan actualmente en nuestra población para estimar el gasto energético en reposo fueron desarrolladas con individuos residentes de países industrializados, cuyo ambiente y características físicas difieren a la de la población mexicana, además varían de acuerdo a la edad, sexo, raza y composición corporal del grupo estudiado (Balas Nakash et al., 2008). Los resultados de este estudio muestran que a pesar de que las tres ecuaciones sobreestiman significativamente el gasto energético en reposo comparado con calorimetría indirecta, en términos grupales la ecuación de Tverskaya es la más recomendable por ser la que muestra una media de diferencia menor de 89 kcal respecto a los datos obtenidos por calorimetría indirecta. Lo anterior similar al estudio publicado por Balas-Nakash et al., (2008) donde también encontraron que la ecuación de Tverskaya es de las que más se aproxima al GER. En la ecuación de Schofield el promedio de las diferencias fue de 232 kcal, por lo que sobreestima el gasto energético en reposo comparado con la calorimetría indirecta. En los límites de concordancia tiene un límite máximo de 660 calorías y un límite mínimo de -195 calorías de diferencia con la Revista Salud Pública y Nutrición / Vol. 19 No. 2 abril - junio, 2020 5 �Calorimetría indirecta, Ecuaciones predictivas, Pediatría, Obesidad, Gasto energético en reposo. calorimetría, lo que nos dice que el 95% de los casos puede caer dentro de estos límites. La línea de regresión o pendiente, presentó error proporcional lo cual muestra que no se distribuyó de manera homogénea a lo largo de la magnitud de las mediciones, esto se puede justificar ya que es una ecuación que se desarrolló en población con normopeso, no en niños con obesidad. Nuestro resultado concuerda con el publicado por Derumeaux-Burel en el 2004 donde también encontraron que la ecuación de Schofield sobreestimaba el gasto energético real. En la ecuación de Tverskaya se observa que el sesgo es menor que la ecuación de Schofield respecto a la calorimetría indirecta. De igual manera sobreestima el gasto energético en reposo y los límites de concordancia son más estrechos. Las diferencias se distribuyeron de manera homogénea a lo largo de la magnitud de las mediciones por lo que estadísticamente no hay error proporcional. Dentro de los resultados con la ecuación de Lazzer, se obtuvo una media en las diferencias de la estimación del gasto energético en reposo más alta que en las ecuaciones de Schofield y Tverskaya, con promedio de 251 kcal y límites de concordancia más amplios que oscilan entre 624 y -121 kcal lo cual indica que la ecuación no es muy precisa comparado con la calorimetría indirecta. La pendiente o línea de regresión no mostró error proporcional. A diferencia de nuestro resultado, en el estudio publicado en el 2006 por Lazzer, et al., para niños y adolescentes severamente obesos, la ecuación que desarrollaron, la cual fue comparada el siguiente año por el mismo autor, con las ecuaciones de McDuffie, Derumeaux, Tverskaya, Schofield, FAO/WHO/UNU y Harris-Benedict, resultó ser la de mayor aproximación (Lazzer, Agosti, et al., 2007). Así mismo, Marra M et al (2015) determinó que la ecuación que mejor estima el GER en adolescentes de 14 a 18 años es la de Lazzer. Sin embargo, en estos estudios fueron incluidos niños y adolescentes obesos de 12 a 18 años, rango de edad que no se incluye en el presente estudio, por lo que podría ser que para adolescentes Lazzer sea la más precisa. Artículo Original la calorimetría indirecta, esta ecuación podría recomendarse para estudios poblacionales en niños con obesidad ya que su exactitud es buena a nivel grupal, en forma individual o en la práctica clínica se tendría que revisar si la ecuación ofrece estimaciones confiables para realizar una intervención, y aun así sería cuestionable dado los límites de concordancia, ya que entre más estrecho sea el rango más precisa es la ecuación. Así mismo pudimos corroborar que todas las ecuaciones comparadas con calorimetría indirecta sobreestiman el gasto energético, por lo que, de contar con ella, la mejor herramienta para determinar el GER en la población infantil con obesidad es la calorimetría indirecta. Sin embargo, es necesario seguir realizando más estudios, donde se incluyan todas las ecuaciones existentes y que además las poblaciones sean estadísticamente representativas. Ya que para que se logre una mejora en el estado nutricional de los escolares es necesario que se establezcan acertadamente sus requerimientos o gasto de energía, para no sobre o subestimar sus necesidades y con ello asegurar que su nutrición y crecimiento sean los adecuados. Conclusiones Se concluye que para determinar el GER en la población infantil con obesidad la mejor herramienta es la calorimetría indirecta. En base a los resultados obtenidos, en la evaluación grupal se concluye que las tres ecuaciones de predicción sobreestiman significativamente el gasto energético en reposo comparado con calorimetría indirecta. En la evaluación individual, se concluye que los límites de concordancia mostraron variaciones al compararla con la calorimetría. La ecuación de Tverskaya fue la que presentó menor error sistemático comparado con calorimetría indirecta, sin embargo, esta se recomienda únicamente a nivel poblacional ya que su exactitud es buena a nivel grupal pero no a nivel individual. Aunque la ecuación de Tverskaya es la que menores diferencias grupales en promedio mostró respecto a Revista Salud Pública y Nutrición / Vol. 19 No. 2 abril - junio, 2020 6 �Calorimetría indirecta, Ecuaciones predictivas, Pediatría, Obesidad, Gasto energético en reposo. Bibliografía Balas-Nakash M., Villanueva-Quintana a., VadilloOrtega F., et al. (2008). Validación del uso de fórmulas para estimar el gasto energético en reposo en niños mexicanos de 9 a 12 años de edad con y sin obesidad. Revista de Investigación Clínica. 60(5), 395-402. https://biblat.unam.mx/en/revista/revista-deinvestigacion-clinica Becerril-Sánchez ME, Flores-Reyes M, RamosIbáñez N, Ortiz-Hernández L. (2015) Ecuaciones de predicción del gasto de energía en reposo en escolares de la Ciudad de México. 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PREVALENCE OF RISK EATING BEHAVIOR IN YOUTH FROM CARACAS: 2012 VS. 2018 Zerpa García Carlos Enrique1, Ramírez Andreína2. 1 Universidad Simón Bolívar, Venezuela. 2 Fundación Ayúdate, Caracas, Venezuela. Citation: Zerpa García C.E., Ramírez A., (2020) Prevalencia de Conductas Alimentarias de Riesgo en Adolescentes de Caracas: 2012 vs. 2018. Revista Salud Pública y Nutrición, 19 (2), 9-18. Editor: Esteban G. Ramos Peña, Dr. CS., Universidad Autónoma de Nuevo León, Facultad de Salud Pública y Nutrición, Monterrey Nuevo León, México. Copyright: ©2020 Zerpa García C.E., et al. This is an open-access article distributed under the terms of Creative Commons Attribution License [CC BY 4.0], which permits unrestricted use, distribution, and reproduction in any medium, provided the original author and source are credited. Competing interests: The authors have declared that no competing interests exist. DOI: https://doi.org/10.29105/respyn19.2-2 Recibido: 24 de marzo 2020; Aceptado: 15 de junio 2020 Email: czerpa@usb.ve �Trastornos del comportamiento alimentario; estudiantes de bachillerato; escala EAT-26; pruebas noparamétricas. Artículo Original PREVALENCIA DE CONDUCTAS ALIMENTARIAS DE RIESGO EN ADOLESCENTES DE CARACAS: 2012 VS. 2018. Zerpa García Carlos Enrique 1, Ramírez Andreína2. 1 1 Universidad Simón Bolívar, Venezuela. 2 Fundación Ayúdate, Caracas, Venezuela. RESUMEN Introducción: Los trastornos de la conducta alimentaria (TCA) constituyen un grupo de desórdenes psicológicos graves. Dentro del mismo, anorexia y bulimia han sido clasificados en el DSM V (APA, 2013) como trastornos específicos. Objetivo: Comparar la prevalencia de las conductas alimentarias de riesgo sugestivas de trastornos del comportamiento alimentario en adolescentes de un municipio de la ciudad de Caracas en dos muestras tomadas en años diferentes (NA: 2012 vs NB: 2018). Material y Método: Los participantes provenían de seis (6) institutos educativos de Caracas; fueron evaluados con el cuestionario EAT-26 (Ntotal = 933; NA = 311; 40,51% hombres; 59,49% mujeres); (NB = 622; 40,51% hombres; 59,49% mujeres), con edad promedio NA= 16,88 años y NB= 14,88 años. Se hicieron comparaciones no paramétricas empleando la prueba U de Mann-Whittney. Resultados: Se observó prevalencia de TCA (para EAT-26 ≥ 20) de 6,4%, (año 2012) y 15,3% (año 2018), así como diferencias estadísticamente significativas en los puntajes totales del EAT-26 para los factores Bulimia y Control Oral, pero no para Dieta; y para puntaje total y Control Oral; solo se observaron diferencias significativas en dos (2) de los seis (6) institutos de educación considerados. Conclusiones: Los resultados apuntan hacia la importancia de considerar estos cambios reportados en torno a la prevalencia de conductas de riesgo de TCA. Palabras Clave: Trastornos del comportamiento alimentario; estudiantes de bachillerato; escala EAT-26; pruebas noparamétricas. ABSTRACT Introduction: Eating disorders (ATCs) are a group of serious psychological disorders. Within it, anorexia and bulimia have been classified in DSM V (APA, 2013) as specific disorders. Objective: To compare the prevalence of risky eating behaviors suggestive of Eating Disorders in adolescents from a municipality in the city of Caracas in two samples taken in different years (NA: 2012 vs NB: 2018). Material and method: The participants came from six (6) educational institutes of Caracas; they were evaluated with the EAT-26 questionnaire (Ntotal = 933; NA = 311; 40.51% men; 59.49% women); (NB = 622; 40.51% men; 59.49% women), average age NA = 16.88 years and NB = 14.88 years. Nonparametric comparisons were made using the MannWhittney U test. Results: A prevalence of eating disorders was observed (for EAT-26 ≥ 20) of 6.4%, (year 2012) and 15.3% (year 2018), as well as statistically significant differences in the total scores of the EAT-26 for the Bulimia and Oral Control factors, but not for Diet; and for total score and Oral Control; significant differences were only observed in two (2) of the six (6) educational institutes considered. Conclusions: The results point to the importance of considering these reported changes around the prevalence of TCA risk behaviors. Key words: Risk eating behaviors; high school students; EAT-26 scale; non-parametric tests. Revista Salud Pública y Nutrición / Vol. 19 No. 2 abril - junio, 2020 9 �Trastornos del comportamiento alimentario; estudiantes de bachillerato; escala EAT-26; pruebas noparamétricas. Introducción Los trastornos de la conducta alimentaria (TCA) constituyen un grupo de desórdenes psicológicos graves. Dentro del mismo, anorexia y bulimia han sido clasificados en el DSM V (APA, 2013) como trastornos específicos, incorporando también al Trastorno por atracón, y en ellos la calificación de gravedad mínima se fundamenta en un elemento clave de diagnóstico: el índice de masa corporal (IMC) en el caso de la anorexia nerviosa; la frecuencia de comportamiento compensatorio inapropiado en la bulimia; y la frecuencia de excesos de ingesta de comida en el Trastorno por atracón (Walsh, 2019). Estudios recientes confirman que la prevalencia mundial es alta, especialmente en mujeres y su tasa aumentó desde 3,5% para el período 2000–2006, hasta 7,8% para el período 2013–2018 (Galmiche, Déchelotte, Lambert & Tavolacci, 2019). Esto representa un verdadero desafío, tanto para las políticas públicas de salud como para los proveedores de servicios de salud, puesto que resultan potencialmente peligrosos al tener consecuencias físicas y emocionales y su pronóstico de cura es reservado si no se atienden tempranamente. Estos trastornos tienen serios impactos tanto económicos como sociales y, de acuerdo con Vaidyanathan, Patnaik & Menon (2019), pueden ser comparables con los impactos que tienen trastornos como la ansiedad y la depresión; señalan además que desde fines del siglo XVII ya se empleaba el término “consunción nerviosa”, para referirse a ellos, siendo percibidos históricamente como síndromes vinculados a la cultura occidental y fueron descritos por primera vez en mujeres caucásicas de América del Norte y el oeste de Europa (Pike, Hoek & Dunne, 2014); actualmente se han identificado en todas las culturas del mundo con tasas de prevalencia más bajas que en los países occidentales, aunque en franco crecimiento (Hoek, 2014). En efecto, en años recientes han sido numerosos los estudios de TCA que se han efectuado en diversos lugares. La literatura reporta un interés destacado en el tema, hecho comprobable en investigaciones como las de Dao-Le, Barendregt, Hay & Mihalopoulos (2017) en la que reportan un meta-análisis de 112 investigaciones empíricas publicadas entre los años 2009 a 2015 y solo en el tema de la prevención. Muchos estudios se han enfocado en la prevalencia Artículo Original de estos trastornos, por ejemplo, el de Cheah, Jackson, Touyz & Hay (2020, en prensa) en Oceanía; Keski-Rahkonen & Mustelin (2016) en Europa; van Hoeken, Burns & Hoek (2016) en África; Thomas, Lee & Becker (2016) en Asia; y Kolar, Rodríguez, Chams & Hoek (2016) en América Latina. En esta última región, son numerosas las investigaciones en las que la población objetivo han sido los adolescentes (p. e.: Caldera, del Campo, Caldera, Reynoso & Zamora, 2019, en México; Montoya & Angamarca, 2016, en Ecuador; MorenoGutiérrez et al, 2016, en Colombia; Urrutia, Cazenave, Badillo & Fajardo, 2008, en Chile; entre otros). Las tasas de prevalencia para América Latina son comparables entre países como Colombia, Brasil, Venezuela y México, observándose tasas promedio de 1,16% para anorexia y bulimia en la región (Kolar et al, 2016). Hoek (2014) refiere que la evidencia actual sugiere que las tasas para bulimia nerviosa están disminuyendo en los países occidentales y se mantiene estable para la anorexia nerviosa. En el caso particular de Venezuela, se han reportado muy pocos estudios de TCA, muy disímiles, encontrándose prevalencias de entre 01,56% (Quintero-Párraga, Pérez-Montiel, MontielNava, Pirela, Acosta & Pineda, 2003), hasta 18% (Ríos, Machado, Rísquez, & Ortega, 1994), a través de medidas realizadas con el instrumento EAT-26, y no existen reportes que comparen muestras no relacionadas de adolescentes que hayan sido evaluados en momentos distintos pero en las mismas instituciones educativas para obtener la prevalencia de conductas sugestivas de estos trastornos y su cambio en el tiempo. Resulta importante dar cuenta de ello puesto que los aspectos epidemiológicos de los TCA resultan en información útil para aspectos de identificación de prioridades en su representación conveniente para procesos de adjudicación de recursos financieros dirigidos a las propuestas de intervención y en especial, prevención de tales trastornos. De allí que el objetivo de esta investigación fue comparar en dos años diferentes (2012 vs 2018) las tasas de prevalencia de conductas sugestivas de riesgo de TCA (EAT-26 ≥ 20), con miras a las implicaciones que la prevalencia tiene para las políticas de atención de estos trastornos en adolescentes en un municipio de la ciudad de Caracas, Venezuela. Revista Salud Pública y Nutrición / Vol. 19 No. 2 abril - junio, 2020 10 �Trastornos del comportamiento alimentario; estudiantes de bachillerato; escala EAT-26; pruebas noparamétricas. Material y Método La población se constituyó por las personas de edad adolescente que cursaban estudios de educación secundaria en el municipio Sucre, autarquía perteneciente al Distrito Metropolitano de Caracas, (N = 457935, 50,93% y 49,07% mujeres; INE, 2014). Las muestras fueron de tipo probabilísticas; para ello se seleccionó dentro del municipio la parroquia con mayor índice poblacional, correspondiéndose con la parroquia Leoncio Martínez (N = 63118) y en ella, los institutos educativos con mayor tasa de estudiantes; esto incluyó a seis (6) instituciones educativas, en las que se hizo selección aleatoria de los integrantes de cada muestra, lo cual se aprecia en la tabla 1. Los criterios de inclusión se correspondieron con: a) ser estudiante del tercer nivel de educación básica o del nivel de educación media diversificada; b) pertenecer a la comunidad educativa de los institutos seleccionados; el criterio de exclusión fue ser menor de 12 años o mayor de 18. El tamaño muestral se estimó a partir de la ecuación: n 4* N * p*q E  N  1  4 * p * q 2 n: es el tamaño muestral a estimar; 4: es una constante; p y q: son las probabilidades de éxito o fracaso que tienen un valor de 50%, por lo que p y q=50; N: tamaño de la población; es el error muestral seleccionado (con el valor de 5%). La muestra para el año 2012 quedó conformada por NA = 311 participantes y la muestra del año 2018 por NB = 622. Esta última tomó en cuenta los mismos institutos encuestados en el año 2012 a fin de controlar el tipo de institución y hacer comparables las medidas en el tiempo; resultó mayor debido a un incremento de la matrícula en las instituciones públicas participantes, proveniente de la movilidad de estudiantes desde otras instituciones privadas. La investigación fue de tipo descriptivo, no experimental y de naturaleza ex post facto retrospectivo, en tanto buscaba especificar propiedades y características importantes del fenómeno objeto de análisis, describiendo las tendencias en las variables de los grupos que se estudiaron, (Hernández, Fernández & Baptista, 2014). Los estudiantes participaron de forma voluntaria y completaron en todas sus partes tanto una hoja de datos socio-demográficos como el instrumento EAT-26. Artículo Original Instrumento Cuestionario de Actitudes Alimentarias EAT-26. Se administró el EAT-26; se trata de un instrumento de auto-informe, versión abreviada de 26 ítems del EAT-40, elaborado originalmente por Garner, Olmsted, Bohr & Garfinkel (1982) que mide la presencia de conductas de riesgo de Trastornos del comportamiento alimentario; adaptado en Venezuela, por Ríos, Machado, Rísquez & Ortega (1994) en una muestra de 330 jóvenes de ambos sexos, reportó un coeficiente alpha de Cronbach α= 0,76 y estimación de confiabilidad test-retest de rtt= 0,72 para la escala total. Se presentan los planteamientos en una escala de tipo Likert, de elección forzada de 6 puntos que van desde 1 ("nunca") hasta 6 ("siempre). La puntuación total se obtiene recodificando puntajes de la siguiente manera: puntajes de 1 a 3 son recodificados como 0; 4 se recodifica como 1; 5 como 2; y 6 se recodifica como 3, con la excepción de los ítems 19 y 25, los cuales son calificados de manera inversa. La puntuación total de EAT-26 oscila entre 0 y 78 y los autores del instrumento han establecido un corte en 20 puntos que se utiliza para determinar casos de conductas alimentarias de riesgo de las de no-riesgo. Este mismo punto de corte fue reportado en el estudio de Ríos et al. El instrumento contiene a su vez tres componentes o factores; conforman las sub-escalas de Dieta (13 ítems referidos a comportamientos de evitación de comestibles que incrementen el peso corporal y preocupación por la consunción o bien, la distorsión de la imagen corporal); Bulimia (seis ítems sobre tendencia al comportamiento voraz en la alimentación y conductas bulímicas); y Control Oral (siete ítems referidos al auto control de la ingesta de alimentos y la presión proveniente del entorno social). Las propiedades psicométricas que se han reportado para el instrumento original en idioma Inglés refieren estabilidad en la medida en el tiempo (test-retest a dos y cuatro años) que oscila entre rtt= 0,84 y rtt= 0,89 (Banasiak, Wertheim, Koerner & Voudouris, 2001; Carter & Moss, 1984); un coeficiente alpha de Cronbach α= 0,938 para la escala total con muestras de mujeres españolas (Ribas, Bersabé, Jiménez & Berrocal, 2010); y α= 0,921, α= 0,891, α = 0,857 y α= 0,818 para la escala total, factor Revista Salud Pública y Nutrición / Vol. 19 No. 2 abril - junio, 2020 11 �Trastornos del comportamiento alimentario; estudiantes de bachillerato; escala EAT-26; pruebas noparamétricas. Bulimia, factor Dieta y factor Control, respectivamente, en muestras colombianas (Constaín, et. al, 2014). Análisis de los datos Para analizar los datos se empleó el programa SPSS v.23 y se estimaron estadísticos descriptivos de tendencia central en las variables de naturaleza numérica; debido a la ausencia de normalidad en las distribuciones de puntajes de la medida del EAT-26 y la existencia de valores atípicos, se empleó la prueba no paramétrica U de Mann-Whitney de muestras independientes para el cálculo de las diferencias de medianas del instrumento entre los grupos de 2012 y 2018, y también por institución educativa. Procedimiento El estudio implicó las siguientes etapas: 1) gestión de la autorización para la administración de los instrumentos, ante autoridades y padres, en los institutos educativos en los que se efectuó la investigación; 2) solicitud de participación voluntaria de los estudiantes; 3) administración de la hoja de datos socio-demográficos y del instrumento EAT-26; 4) elaboración de una base de datos para SPSS v.23; y 5) Análisis de los datos recopilados. Para salvaguardar los necesarios atributos éticos que están implicados en la investigación, a cada participante se le solicitó su autorización para que se le administrara el instrumento y suministrara información socio-demográfica para los propósitos que se perseguían. El tratamiento que se le dio a la información recabada fue de estricta confidencialidad. En ningún momento se dieron a conocer en el informe de la investigación los nombres de las personas participantes; solo se indicaron los nombres de las instituciones educativas específicas a las que pertenecían los estudiantes encuestados. La investigación consideró los lineamientos éticos para el trabajo con participantes humanos expuestos por Kerlinger y Lee (2002; p. 396 y siguientes) en tanto no se puso en riesgo a las personas ni se violaron las normas del libre consentimiento informado, salvaguardándose el bienestar del grupo de participantes al cuidar que no existieran riesgos explícitos ni potenciales para las personas. Artículo Original Resultados Del total de N= 933 adolescentes (tabla 1), el grupo que conformó la muestra de la recolección de datos del año 2012 presentó los siguientes atributos: NA= 311 participantes (33,33%) con edades comprendidas entre 15 y 18 años (40,51% hombres con Mm= 16,44 y DTm= 0,754; 59,49% mujeres con Mf= 16,67 y DTf= 0,776); de otro lado, el grupo que conformó la muestra del año 2018 se caracterizó por lo siguiente: NB= 622 (66,66%), con edades comprendidas entre 12 y 18 años (40,51% hombres con Mm= 15,04 y DTm= 1,587; 59,49% mujeres con Mf= 14,77 y DTf= 1,592). La figura 1 presenta los gráficos elaborados para la evaluación de los atributos de las distribuciones de puntajes en las muestras seleccionadas, para la escala total del EAT-26. Puede apreciarse en dicho gráfico que las formas de las distribuciones de los datos difieren de la curva normal, mostrándose coleadas hacia la derecha, con asimetría positiva (NA: As = 1,487; e = 0,138, y NB: As = 1,781; e = 0,098) y de forma leptocúrtica (NA: K = 3,220; e = 0,276, y NB: K = 4,577; e = 0,196). Igualmente, la prueba de Levene sugiere no equivalencia entre las varianzas de los puntajes del EAT-26 para las muestras NA y NB (para EAT escala total W = 31,009, p<0,05; Dieta: W = 4,453, p<0,05; Bulimia: W = 38,719 p<0,05; Control Oral W = 3,885 p<0,05). Lo anterior sugirió la necesidad de realizar análisis no paramétricos a los datos obtenidos con la administración del instrumento EAT-26. Dado que un importante número de observaciones en las muestras NA y NB obtuvo puntajes superiores al percentil P75, las distribuciones se encuentran coleadas a la derecha del gráfico. Tanto las figuras 1 y 2 como la tabla 2 muestran alta variabilidad en los puntajes del grupo evaluado en el año 2012 y del grupo del año 2018. Revista Salud Pública y Nutrición / Vol. 19 No. 2 abril - junio, 2020 12 �Trastornos del comportamiento alimentario; estudiantes de bachillerato; escala EAT-26; pruebas noparamétricas. Artículo Original Figura 1. Gráficos de normalidad de las distribuciones de puntajes en EAT-26 (total) para las muestras del estudio. Figura 2. Gráficos de caja y bigotes de las distribuciones de puntajes en EAT-26 (total) para las muestras del estudio. Revista Salud Pública y Nutrición / Vol. 19 No. 2 abril - junio, 2020 13 �Trastornos del comportamiento alimentario; estudiantes de bachillerato; escala EAT-26; pruebas noparamétricas. Alta variabilidad de los datos, tanto para la escala total como para los factores componentes, también se observa en la tabla 3, en la cual se presentan los descriptivos obtenidos solo para el subgrupo de participantes que obtuvo en el EAT-26, puntajes ≥ 20, conformando el grupo con riesgo de trastornos del comportamiento alimentario (TCA) conforme a los presupuestos del modelo de medida. En dicha tabla se muestra que las desviaciones típicas tienden a ser más amplias para el grupo del año 2018 (N B), por lo que se trata de una muestra menos homogénea que la del año 2012 (NA). Al contrastar las medianas de las distribuciones de puntajes, en la tabla 4a se aprecia el comportamiento de los datos para los puntajes de la escala total y sus factores; y en la tabla 4b igualmente se aprecia el comportamiento de los datos para el subgrupo de riesgo de TCA (EAT-26, puntajes ≥ 20). Con un nivel de confianza del 95%, se observan diferencias estadísticamente significativas entre la recolección de datos de los años 2012 y 2018 en el caso de los puntajes de escala total (U = 80077,5; sig. = 0,000; p<0,05), y en los factores de Bulimia (U = 82545,5; sig. = 0,000; p<0,05) y Control Oral (U = 72323,5; sig. = 0,000; p<0,05); particularmente en el caso de los puntajes del grupo de riesgo de TCA se observan diferencias estadísticamente significativas para las muestras NA y NB en el puntaje total del instrumento EAT-26 (U = 666,00; sig. = 0,035; p<0,05) y en el factor Control Oral (U = 525,5; sig. = 0,002; p<0,05). Artículo Original La tabla 5 presenta los contrastes de las medianas de los puntajes del EAT-26, escala total, para las muestras NA y NB, y de acuerdo al instituto educativo de procedencia. En la misma puede apreciarse que en cinco (5) de los seis (6) institutos se presentan diferencias estadísticamente significativas para este contraste. En efecto, se observan diferencias para el instituto CSG en el factor Dieta (U = 1537,5; sig. = 0,006; p<0,05); instituto CME tanto para el puntaje total de la prueba (U = 1443,5; sig. = 0,002; p<0,05), como en los factores de Bulimia (U = 1587; sig. = 0,006; p<0,05) y Control Oral (U = 1462; sig. = 0,003; p<0,05); instituto CER, tanto en el factor Bulimia (U = 2106; sig. = 0,019; p<0,05) como en Control Oral (U = 1824; sig. = 0,001; p<0,05); instituto CP para el puntaje total (U = 1192; sig. = 0,003; p<0,05), para el factor Bulimia (U = 1404; sig. = 0,027; p<0,05) y el factor Control Oral (U = 1287; sig. = 0,013; p<0,05); y, finalmente, para el instituto CEB solo en el factor Bulimia (U = 1053; sig. = 0,006; p<0,05). Revista Salud Pública y Nutrición / Vol. 19 No. 2 abril - junio, 2020 14 �Trastornos del comportamiento alimentario; estudiantes de bachillerato; escala EAT-26; pruebas noparamétricas. Artículo Original En la tabla 6 se aprecian los contrastes efectuados a las medianas de las muestras por instituto, en el subgrupo de riesgo de TCA (EAT-26 ≥ 20). Se evidencia que para este subgrupo existen diferencias estadísticamente significativas para las medidas del EAT-26 del factor Control Oral en el instituto CME (U = 6,00; sig. = 0,035; p<0,05) y para el factor Dieta en el instituto CMI (U = 17,5; sig. = 0,022; p<0,05), no observándose diferencias en ningún otro factor entre instituciones educativas. intervalo de tiempo considerado, desde un 6,43% para el año 2012 hasta un 15,3% en el año 2018. Un resultado muy superior a lo reportado recientemente por Kolar et al. (2016) en el que refieren prevalencia de alrededor del 1,6% en jóvenes latinoamericanos y por Quintero et al (2003) en Venezuela, con tasa de 1,56% y más cercanos a los reportes de Ríos, Machado, Rísquez, & Ortega (1994) de 18%. No obstante, los hallazgos son consistentes con lo referido por Galmiche, Déchelotte, Lambert, & Tavolacci (2019), en tanto confirman que los TCA, en general, son altamente prevalentes en todo el mundo y que estas tasas aumentaron durante el intervalo de estudio que ellos reportan: desde un 3,5% para el período 2000–2006 hasta un 7,8% para el período 2013–2018, patrón que se observa con la misma tendencia en los participantes de nuestro estudio y con un incremento porcentual para estudiantes masculinos en la muestra del año 2018, comparado con la muestra de 2012 (4,02% vs 1,29%), siendo significativas las diferencias para cada sexo en el contraste de los años 2012 vs 2018. Finalmente se estimó la prevalencia de conductas de riesgo sugestivas de TCA a través del EAT-26 (EAT26 ≥ 20) obteniéndose una tasa de 6,43%, (NA = 20) para la muestra del año 2012; 16 casos se corresponden con estudiantes femeninas (5,14%) y 4 con estudiantes masculinos (1,29%); una tasa de 15,3% (NB = 95) para la muestra del año 2018), 70 casos correspondientes a estudiantes femeninas (11,25%) y 25 casos a estudiantes masculinos (4,02%). Las medianas de estas dos distribuciones son estadísticamente distintas al estimar la prueba de Brown-Forsythe en la que tal diferencia se observa para la distribución de EAT-26 del grupo total (F = 32,638 p<0,05) y para las distribuciones de Bulimia (F = 26,923; p<0,05) y Control Oral (F = 32,520; p<0,05) del grupo total, excepto para Dieta (F = 0,035; p>0,05). Los resultados de la investigación también revelan específicamente que las tasas de incremento de puntajes en el instrumento de medida empleado EAT-26, son estadísticamente significativas en el caso de las puntuaciones para el factor Bulimia y Control Oral, pero no para el caso de Anorexia. Sin embargo, para el punto de corte EAT-26 ≥ 20 de conductas sugestivas de TCA, los datos muestran diferencias significativas tanto para el puntaje total del instrumento como para el factor Control Oral; cabe recordar que este factor del instrumento está asociado a la vigilancia de la ingesta de comida y observancia de presiones del entorno respecto a la conducta alimentaria. En el caso de los contrastes entre instituciones, se observaron diferencias estadísticamente significativas para los puntajes del EAT-26 en la escala total en cinco (5) institutos y específicamente diferencias para el puntaje total de la prueba en dos (2) institutos y en cuatro (4) para los factores Bulimia y Control Oral; en ningún instituto se observó diferencia significativa para el factor Dieta. No obstante, solo en dos (2) de los seis (6) institutos, considerando el punto de corte EAT-26 ≥ 20, se observaron diferencias significativas para el factor Dieta y para el factor Control Oral, siendo básicamente estables los puntajes entre instituciones en el tiempo bajo el referido criterio. Discusión La investigación realizada comparó a través del instrumento EAT-26, las conductas de riesgo asociadas a los trastornos del comportamiento alimentario en estudiantes adolescentes de ambos sexos de un municipio de la ciudad de Caracas, Venezuela, con datos recolectados en dos (2) momentos diferentes (años 2012 y 2018). Los resultados muestran en general un incremento de la prevalencia de conductas sugestivas de TCA en el Revista Salud Pública y Nutrición / Vol. 19 No. 2 abril - junio, 2020 15 �Trastornos del comportamiento alimentario; estudiantes de bachillerato; escala EAT-26; pruebas noparamétricas. Lo anterior coincide parcialmente con lo reportado por Kolar et al (2016) quienes refieren al respecto que en América Latina las tasas de prevalencia son comparables entre diferentes países. Según Kolar et al, la literatura reporta que, para el caso de la anorexia, la prevalencia ha tendido a mantenerse estable en los últimos años si se compara con muestras norteamericanas y europeas, lo que puede obedecer a diferencias en cuanto a ideales de la figura corporal que poseen las muestras de participantes latinos. En torno a ello, Warren, Gleaves y Rakhkovskaya (2013) refieren que la autoimagen personal en jóvenes estudiantes latinas sugiere actitudes más favorables a rasgos corporales más curvos y a un peso mayor que lo observado en otros grupos étnicos occidentales. La observación de diferencias en Control Oral y no en los otros factores medidos con el instrumento puede obedecer a un incremento de conductas impulsivas que van transformándose en comportamientos compulsivos y más habituales en los sujetos que incluso pueden llegar a ser deliberadamente planificados, tal como lo afirman Pearson, Wonderlich & Smith (2015), y que serviría a los propósitos de reducir experiencias de afecto negativo en los adolescentes. Conclusiones Los análisis presentados permiten concluir en torno al objetivo propuesto. En efecto, se logró comparar a dos grupos de adolescentes, estudiantes de bachillerato a partir de datos del instrumento EAT26 tomados en dos años diferentes y en seis (6) instituciones educativas. En el caso de la muestra de nuestro estudio, se observaron promedios relativamente similares en el intervalo considerado, pero solo para el factor Dieta del EAT-26, sin incremento significativo en el periodo estudiado. Se encontraron puntajes más altos en 2018 para la muestra total y para el grupo de riesgo EAT-26 ≥ 20 con puntajes sugestivos de TCA. Los resultados apuntan hacia la importancia de considerar estos cambios reportados en torno a la prevalencia de conductas de riesgo de TCA en el estudio de los factores de riesgo que los incrementan en la población adolescente que habita contextos urbanos, a fin de diseñar efectivas políticas públicas de prevención, así como para la estimación de los costos asociados al diseño de programas de orientación y tratamiento de los factores relacionados al riesgo de TCA, en especial, al tratamiento de la Artículo Original bulimia y el trastorno por atracón y las conductas compulsivas de control. Los datos sugieren que, si bien las tasas reportadas para estos factores en el EAT-26 se mantienen relativamente estables, la prevalencia de conductas sugestivas de TCA en las muestras de jóvenes de interés resulta muy alta al contrastarla con el promedio latinoamericano; por tanto, indudablemente representan un riesgo de salud de considerable importancia que demanda y justifica la asignación de recursos para su atención. Nuevas investigaciones serán necesarias para continuar observando las modificaciones en los niveles de conductas de riesgo de TCA y en las tasas de prevalencia de los TCA en el grupo etario de interés. Bibliografía American Psychiatric Association (2013). Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders (DSM-V). 5th Ed. Arlington: American Psychiatric Association. Caldera, I. A., Martín, P., Caldera, J. F., Reynoso, O. U., & Zamora, M. (2019). Predictores de conductas alimentarias de riesgo en estudiantes de bachillerato. 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Jonapá Carrillo Víctor Hugo*, Rivas Bocanegra María Georgina*; Durán García Rosa Margarita*; Ruíz Balbuena Fernando*. * Universidad de Ciencias y Artes de Chiapas, Tuxtla Gutiérrez, Chiapas. Citation: Jonapá Carrillo VH., Rivas Bocanegra MG., Durán García R M., Ruíz Balbuena F. (2020) La depresión, un problema de salud pública de las mujeres en Chiapas. Revista Salud Pública y Nutrición, 19 (2), 19-25. Editor: Esteban G. Ramos Peña, Dr. CS., Universidad Autónoma de Nuevo León, Facultad de Salud Pública y Nutrición, Monterrey Nuevo León, México. Copyright: ©2020 Jonapá Carrillo VH., et al. This is an open-access article distributed under the terms of Creative Commons Attribution License [CC BY 4.0], which permits unrestricted use, distribution, and reproduction in any medium, provided the original author and source are credited. Competing interests: The authors have declared that no competing interests exist. DOI: https://doi.org/10.29105/respyn19.2-3 Recibido: 19 de febrero 2020; Aceptado: 22 de junio 2020 Email: georgina.rivas@unicach.mx �Depresión, mujeres. Artículo Original LA DEPRESIÓN, UN PROBLEMA DE SALUD PÚBLICA DE LAS MUJERES EN CHIAPAS. Jonapá Carrillo Víctor Hugo*, Rivas Bocanegra María Georgina*; Durán García Rosa Margarita*; Ruíz Balbuena Fernando*. * Universidad de Ciencias y Artes de Chiapas (UNICACH), Tuxtla Gutiérrez, Chiapas. RESUMEN Introducción: La depresión es una patología difícil de reconocer que se ha convertido en un problema de salud pública, sobre todo en las mujeres. Objetivo: se determinó la prevalencia de depresión y su severidad, según variables sociodemográficas, en un grupo de mujeres en la ciudad de Tuxtla Gutiérrez, Chiapas, México. Material y Método: Mediante un diseño transversal se identificó la prevalencia de depresión y su severidad en una muestra de 113 mujeres. Resultados: La prevalencia fue de 33.2% (n=38) mientras que el mayor porcentaje lo ocupó la depresión grave (n=20), con el 52.63%; seguida por la depresión moderada (n=14) con el 36.84%. Conclusiones: la depresión es un problema de salud pública para las mujeres en Chiapas. Se requieren estudios adicionales para evaluar la magnitud de este trastorno en las diferentes regiones del estado. Palabras Clave: Depresión, mujeres. ABSTRACT Introduction: It´s difficult to recognize depression; nowadays a public health problem mostly in women. Objective: this paper presents the prevalence of depression and its severity in a non-random sample of 113 women of Tuxtla Gutierrez, Chiapas. Material and method: the research was a descriptive study with a transversal design. Results: The prevalence of depression of the sample was 33.2% (n=38), of them 52.6% (n=20) presented serious depression, followed by 36.84% (n=14), with moderate depression. Conclusions: Depression is a public health issue for women in Chiapas. Additional studies are required to asses it’s magnitude at different regions of Chiapas. Key words: Depression, women. Revista Salud Pública y Nutrición / Vol. 19 No. 2 abril - junio, 2020 19 �Depresión, mujeres. Artículo Original Introducción La depresión, es una alteración del estado de ánimo que repercute en el sentido de la vida, y en el que predominan síntomas afectivos como sentimientos de soledad, de culpa, de desesperanza, de irritabilidad, de impotencia frente a las exigencias de la vida, de desinterés frente a situaciones que antes importaban; con presencia de síntomas cognitivos como incapacidad para concentrarse, disminución de la memoria, retardo psicomotor y pensamientos de muerte, que implican a la voluntad y que por lo tanto conllevan a la apatía frente a las labores cotidianas; además de síntomas somáticos como cefaleas, cansancio, alteraciones del sueño y del apetito, así como dolor en diversas partes del cuerpo sin una causa plenamente diagnosticada y con algún compromiso inmunológico (Secretaría de Salud, 2015). Identificar la depresión sin embargo no es tarea sencilla pues el problema pasa desapercibido para los afectados, sus familiares y aún para el mismo personal de salud. Ya desde la información del 2000, se preveía que la depresión llegaría a ser una de las principales causas de discapacidad para el 2030 (Organización Mundial de la Salud [OMS], 2008); y su relevancia es tal, que la salud mental y la prevención del suicidio se han incluido en los Objetivos del Desarrollo Sostenible (Organización Panamericana de la Salud [OPS] y OMS, 2017a). De acuerdo con el documento acerca de la Carga de los Trastornos Mentales en la Región de Las Américas, 2018, de la OPS y la OMS (2018), “a nivel mundial, en el 2015, las enfermedades no transmisibles representaron el 60% del total de años de vida ajustados en función de la discapacidad (AVAD), de los cuales 12% correspondieron a los trastornos mentales, trastornos neurológicos específicos y por consumo de sustancias, así como al suicidio” (p. 5). En la región de las Américas, las enfermedades no transmisibles representaron hasta un 78% del total de AVAD y dentro de éste porciento los trastornos mentales, neurológicos, debidos al consumo de sustancias y el suicidio, representaron el 19%; distribuyéndose el 59% restante en enfermedades cardiovasculares, cáncer, osteomusculares y otras enfermedades crónicas. A las enfermedades transmisibles y materno infantiles les correspondió una cifra menor, 12% y a las lesiones 10%. Los trastornos mentales, neurológicos, por consumo de sustancias y el suicidio, con casi una quinta parte, constituyeron el subgrupo más grande en el total de los AVAD, indicador que incluye a la mortalidad y a la discapacidad. La depresión fue la principal entidad en dicho subgrupo que incluye 18 patologías (OMS y OPS, 2018). De acuerdo sólo con el indicador APD que no incluye a la mortalidad pero que da cuenta de la magnitud de la discapacidad, los trastornos mencionados representaron el 34% en la región de las Américas; y en México la cifra del 33.5% (Brasil 36.5% y Haití 28.2%), siendo la depresión el principal problema (OMS y OPS, 2018) En nuestro país según “Tasa de casos nuevos de enfermedades sobre trastornos mentales y del comportamiento seleccionados, por Entidad Federativa, Casos Seleccionados, Período y Sexo”, del INEGI, el trastorno depresivo ha aumentado progresivamente con una tasa de 58.13 en 2014, 79.77 en el 2015, 84.76 en el 2016 y 99.69 en el 2017. Entidades con contextos de violencia como Chihuahua, Durango y Ciudad de México la aumentaron en el período del 2014 al 2017, de 135.71 a 268.82, de 135.22 a 250.26 y de 148.91 a 203.51, en los años respectivos. En el estado de Chiapas, las tasas para casos nuevos de depresión también fueron en ascenso, si bien en niveles mucho menores: 27.4 en el 2014; 22.5 en el 2015, 24.44 en el 2016 y de 32.59 en el 2017 (Instituto Nacional de Estadística y Geografía [INEGI], 2019a), lo que parecería sugerir que la depresión no sería un problema prioritario en esta entidad del sureste. Sin embargo, son las mujeres en el mundo quienes más viven con depresión en todas las regiones del mundo y en todas las edades (OMS y OPS, 2017b). Así se constata también en México, de acuerdo con la “Tasa de casos nuevos de enfermedades sobre trastornos mentales y del comportamiento seleccionados por Entidad Federativa, Casos Seleccionados, Período y sexo”, exclusivamente para dicho trastorno, pues la tasa fue de 27.12 en los hombres y de 87.71 en las mujeres en el 2014, de 38.98 en los hombres frente a 118.63 en las mujeres en el 2015, de 42.4 en los hombres frente a 125.1 de las mujeres en el 2016 y 53.42 en los hombres hasta 143.73 en las mujeres en el 2017, que muestra a nivel Revista Salud Pública y Nutrición / Vol. 19 No. 2 abril - junio, 2020 20 �Depresión, mujeres. Artículo Original nacional, a lo largo del período señalado, el incremento del problema para ellas (INEGI, 2019a) Lo anterior se repite para todos los estados, tengan altos o bajos niveles con respecto a esta patología, como es el caso de Chiapas, que según la información de “Integrantes del hogar de 7 años y más por Entidad Federativa, Período, Sexo y Condición de sentimientos de depresión” entre sexos registra: 27.8% hombres y 33.8% mujeres en el 2014, 18.6% hombres y 24.4% mujeres en el 2015 y finalmente 22.8% hombres y 30.1% mujeres en el 2017 (INEGI, 2018). En esta entidad se registró una tasa de 8.42 en los hombres frente a una tasa de 45.65 en las mujeres en 2014, de 8.47 en los hombres frente a 35.5 en las mujeres en el 2015, de 12.52 en los hombres frente a 37.84 en las mujeres en el 2016 y de 17.31 en los hombres frente a 47.23 en las mujeres en el 2017, (INEGI, 2019a); lo que muestra en todos los años como el problema va en aumento y que son éstas quienes se ven más aquejadas Dicho trastorno puede ser sumamente discapacitante y aún llevar al suicidio (OPS y OMS 2018), solución terminal que en México paradójicamente es más frecuente en los hombres, de acuerdo con datos del INEGI cuando se evalúa la serie del 2010 al 2017 (INEGI, 2019b). El objetivo de este trabajo fue, por lo tanto, visibilizar la magnitud de la depresión y su severidad, en un grupo particular de mujeres en la capital del estado de Chiapas; problema que afecta la calidad de vida de quienes lo sufren, con posibles repercusiones en su salud general. Material y Método Se realizó un estudio de diseño transversal, la población objeto de estudio estuvo conformada por 700 mujeres integrantes de una asociación civil, que facilita microcréditos a persona emprendedoras en diversas sedes de la ciudad de Tuxtla Gutiérrez, Chiapas. Mediante técnica de muestreo por conveniencia, fueron incluidas en el estudio 113 mujeres que provenían de diversas zonas de la ciudad, atendidas en una brigada para profilaxis dental, integrada por estudiantes de la Facultad de Ciencias odontológicas y Salud pública de la Universidad de Ciencias y Artes de Chiapas. Se elaboró un primer instrumento para la recolección de las variables sociodemográficas de interés (edad, condición de unión, alfabetismo, escolaridad y ocupación) y un segundo, para identificar la depresión y su grado de severidad. Este último, se elaboró a partir de la Guía de Práctica Clínica para el Diagnóstico y Tratamiento del Trastorno Depresivo en el adulto, actualizada al 2015, de la Secretaría de Salud (2015), con preguntas que recogen la evidencia de la revisión sistemática de la literatura de guías internacionales, meta análisis, ensayos clínicos aleatorizados, estudios observacionales y con criterios diagnósticos de la CIE-10 (OMS); que también, toma en cuenta el Inventario de Depresión de Beck. Ambos instrumentos, previa validación y una vez obtenido el consentimiento informado por escrito de las mujeres participantes, fueron aplicados por el autor principal de la investigación y estudiantes del décimo semestre de odontología (previa capacitación para homogenizar los criterios de la recolección de la información). El segundo instrumento se aplicó en dos partes; la primera, para identificar la presencia de depresión y la segunda, para evaluar el grado de severidad de quienes la presentaban. La recolección de la información, se realizó en el periodo de tiempo comprendido del 23 de marzo al 16 de noviembre de 2019. Una vez recolectada la información, se elaboró una base de datos en el programa estadístico SPSS versión 23; inicialmente se realizó un análisis descriptivo univariado, calculándose porcentajes, intervalos de confianza al 95% (IC 95%), promedios y desviación estándar (DE). Posteriormente se realizó un análisis bivariado, utilizando el estadígrafo chi-cuadrado (X2), con el objetivo de medir el grado de relación entre las variables cualitativas (variables sociodemográficas y la presencia de depresión). Resultados Se incluyeron en el estudio un total de 113 mujeres de 15 a 70 años de edad, el promedio de edad fue de 40 años±12.9 (DE); el grupo etario más numeroso estuvo representado por las mujeres de 15 a 40 años, 62 (54.9%). Respecto a las características sociodemográficas, 98 sabían leer y escribir (86.7%), 68 tenían educación básica (60.2%), 81 refirieron tener pareja (71.7%) y 58, se dedicaban a las actividades del hogar (51.3%); ver tabla 1. Revista Salud Pública y Nutrición / Vol. 19 No. 2 abril - junio, 2020 21 �Depresión, mujeres. Artículo Original Asimismo, de las 113 mujeres estudiadas, 38 presentaron depresión, representando una prevalencia del 33.6% (IC 95%; 24.9-42.3). Por otra parte, al analizar el grado de relación entre la presencia de este problema de salud y diversas variables sociodemográficas, aunque no se encontró una relación estadísticamente significativa entre ellas; cabe destacar, que la depresión se presentó en un porcentaje ligeramente mayor, en las mujeres de 15 a 40 años (35.5%; valor p= 0.645); en aquellas que tenían educación media y superior (35.1%; valor p=0.858; ); en las que dijeron vivir con una pareja (35.8%; valor p=0.436) y en las que refirieron tener una actividad remunerada fuera de casa ( 36.4%; valor p=0.549); ver tabla 1. Tabla 1. Prevalencia de depresión, según variables sociodemográficas Variables * n (%) Depresión NO SI n (%) n (%) Grupo de edad 15-40 años 41-70 años 62 (54.9) 51 (45.1) 40 (64.5) 35 (68.6) 22 (35.5) 16 (31.4) Sabe leer y escribir Si No 98 (86.7) 15 (13.3) 65 (66.32) 10 (66.66) 33 (33.67) 5 (33.33) Escolaridad Sin escolaridad Educación básica Educación media y superior 8 (7.1) 68 (60.2) 37 (32.7) 6 (75.0) 45 (66.2) 24 (64.9) 2 (25.0) 23 (33.8) 13 (35.1) Vida en pareja Sin pareja Con pareja 32 (28.3) 81 (71.7) 23 (71.9) 52 (64.2) 9 (28.1) 29 (35.8) Ocupación Ama de casa Comercio y otros 58 (51.3) 55 (48.7) 40 (69.0) 35 (63.6) 18 (31.0) 20 (36.4) *(n=113) Fuente: Elaboración propia. Con respecto a la evaluación de la severidad de la depresión, la mayor parte de las mujeres, cursaban con una depresión severa, 20 (52.6%), seguida por las que presentaban depresión moderada, 14 (36.8%) y únicamente 4, se les evaluó como depresión leve (10.5%). Por otro lado, se evaluó el grado de severidad de la depresión, según las diferentes variables sociodemográficas; en este sentido, se constató que presentaban depresión severa: el 54.5% de las mujeres de 15 a 40 años, el 86.7% de aquellas que refirieron no saber leer y escribir, el 65.2% de las mujeres que cursaban con educación básica, el 66.7% de las que vivían con una pareja y el 61.1% que refirió dedicarse a las actividades del hogar (ver tabla 2). Tabla 2. Distribución porcentual del grado de severidad de la depresión según de las mujeres variables sociodemográficas Depresión Moderada Severa n (%) n (%) Variables *n Leve n (%) Grupo de edad 15-40 años 41-70 años 22 16 2 (9.1) 2 (12.5) 8 (36.4) 6 (37.5) 8 (50.0) Sabe leer y escribir Si No 33 15 4 (12.1) 0 13 (39.4) 2 (13.3) 16 (48.5) 13 (86.7) Escolaridad Sin escolaridad Educación básica Educación media y superior 2 23 13 1 (50.0) 1(4.3) 2 (15.4) 0 7 (30.4) 7 (53.8) 1 (50.0) 15 (65.2) 4 (30.8) Vida en pareja Sin pareja Con pareja 9 29 1 (11.1) 3 (10.3) 2 (22.2) 12 (41.4) 6 (66.7) 14 (48.3) Ocupación Ama de casa Comercio y otros 18 20 2 (11.1) 2 (10.0) 5 (27.8) 9 (45.0) 11 (61.1) 9 (45.0) *n=38 Fuente: elaboración propia Discusión En este estudio en la ciudad de Tuxtla Gutiérrez, Chiapas, se identificó una prevalencia del trastorno depresivo de 33.6%; similar a la cifra para las mujeres en Chiapas de acuerdo con la base de datos “Integrantes del hogar de 7 años y más por Entidad Federativa, Período, Sexo y Condición de sentimiento de depresión” (INEGI, 2018), que la sitúa en 33.8% en el 2014 y en 30.1% en el 2017. En nuestra búsqueda no encontramos casi estudios poblacionales publicados acerca del problema en este estado; una investigación realizada en 1998 acerca de la salud mental de las mujeres rurales en Chiapas, con una muestra de 300 campesinas en 6 comunidades mestizas en dos municipios fronterizos con Guatemala y utilizando el Hopkins Symptom Checklist-25 (HSCL-25), evidenciaba una proporción del 50% de depresión (Nazar y Zapata, 2014). Por otro lado, en una muestra de 450 mujeres en la zona mixteca de alta marginación, en la confluencia de Puebla, Guerreo y Oaxaca, se encontró una prevalencia de depresión menor, de Revista Salud Pública y Nutrición / Vol. 19 No. 2 abril - junio, 2020 22 �Depresión, mujeres. Artículo Original 22.3% y 24.5% entre las edades de 15 a 49 años, utilizando el cuestionario Center for Epidemiologic Studies Depression Scale (CES-D) (Bojorquez y Salgado 2009). En el norte de México, en una muestra de 118 mujeres, con el Inventario de Depresión de Beck, se evidenció una prevalencia de 12.7% de depresión, la cual fue severa y moderada (Gaytán, et al., 2019). En nuestro trabajo con el instrumento empleado, se identificó depresión grave seguida de la moderada, similar a lo registrado por Nazar y Zapata (2014) quienes también detectaron un importante grado de severidad y casos con intentos de suicidio, problema de salud que no tenía sin embargo visibilidad. Nuestros resultados no fueron significativos para ninguna de las variables sociodemográficas de interés. Sin embargo, es importante continuar visibilizando el trastorno depresivo como un importante problema de salud pública, que afecta sobre todo a las mujeres, sobre las cuales recae la principal responsabilidad como cuidadoras de su familia, así como de los ancianos y los discapacitados, lo cual genera una importante carga de trabajo, con su consecuencia de ansiedad y depresión (Rodríguez, et al., 2017; López, Frías y Del Pino, 2019). Más de la mitad de las mujeres entrevistadas eran amas de casa y con seguridad las mujeres que trabajaban fuera de su hogar también se ocupaban de las labores domésticas. Se sabe que tanto el trabajo doméstico en el hogar como el trabajo informal son fuente de depresión, sobre todo si se trata de jefas de familia (Lara, 2014). Su mayor involucramiento en las relaciones interpersonales de tipo afectivo con la pareja y los hijos, las vuelve especialmente vulnerables para esa patología (Burin, 1996; Lara, 2014; Secretaría de Salud, 2015). La pobreza duplica el riesgo de depresión y más de la mitad de las personas que viven en pobreza son mujeres (Lara, 2014; Secretaría de Salud, 2015). No se indagó sobre violencia doméstica, sin embargo, el problema es relativamente frecuente, existiendo evidencia en la literatura de la relación entre violencia y trastorno depresivo (Lara, 2014; Secretaría de Salud, 2015). Si bien es abundante la evidencia de que el trastorno depresivo ocurre más en mujeres, una limitante de nuestro estudio, fue no haber contado con población de ambos sexos, puesto que la asociación civil a la que tuvimos acceso en la capital de Tuxtla Gutiérrez, solo atiende a aquellas. Al tratarse de una muestra por conveniencia no fue posible extrapolar los resultados a las mujeres de la ciudad. Otra limitante fue su tamaño, que no permitió encontrar significación estadística en relación con las variables sociodemográficas. Finalmente, el instrumento usado en nuestro estudio, fue el que las Instituciones de la Secretaría de Salud deben aplicar para el diagnóstico del trastorno depresivo, basado en una guía de práctica clínica actualizada y fundamentada en una revisión amplia de la literatura; se trató por lo tanto de una herramienta práctica no simplemente de tamizaje para detección del problema en poblaciones, la cual nos facilitó devolver los resultados a la asociación civil, con la confianza de que se había identificado el trastorno depresivo en sus afiliadas. Tanto en México como en otros países se han utilizado cuestionarios de tamizaje para depresión, los cuales son escalas de cribado que hacen una identificación presuntiva de la enfermedad, las cuales sin embargo no son pruebas diagnósticas y por lo consiguiente no son útiles en la atención a la salud, así que los individuos que dan positivo en dichas escalas deben someterse a exámenes de diagnóstico para confirmar el trastorno depresivo (Sánchez, et al., 2014; Tejada, Jaramillo, Sánchez y Sharma, 2014). Este estudio nos plantea preguntas que merecerían ser exploradas posteriormente. Entre ellas si la prevalencia del trastorno aumenta en Tuxtla Gutiérrez, a través de los años, como parece corroborarlo los porcentajes y tasas para depresión según entidad federativa y por lo tanto para Chiapas, que presenta el INEGI, en muestras más grandes y representativas; el grado de severidad del trastorno depresivo, así como la relación entre éste y la convivencia con una pareja por la probable relación con la violencia y su tipo. Conclusiones La depresión es sin duda un problema de salud pública para las mujeres en México y en Chiapas, como lo es en el resto del mundo. Se requieren estudios transversales con muestras probabilísticas en las diferentes regiones del estado con el fin evidenciar la magnitud del problema. Su severidad sugiere la presencia de condiciones de vida estresantes y probablemente de falta de oportunidades para salir adelante, en uno de los estados del país con más alta marginación. Sus Revista Salud Pública y Nutrición / Vol. 19 No. 2 abril - junio, 2020 23 �Depresión, mujeres. Artículo Original causas deberían explorarse desde la determinación social de la salud con una perspectiva de género. Notas: _1 Los años de vida ajustados en función de la discapacidad (AVAD), es un indicador que proporciona una medida compuesta de la mortalidad y la discapacidad, acerca de un determinado daño s la salud; útil en un contexto de multimorbilidad y sobrevivencia con discapacidad y muerte prematura. 1 Los años de vida perdidos (AVP) es un indicador acerca de la mortalidad por causas especificas ponderada en función de la esperanza de vida en el momento de la muerte. Los años perdidos por discapacidad (APD) es un indicador de la prevalencia de la enfermedad ponderada en función de su impacto discapacitante (OPS 2018,1 y 4). Bibliografía Bojorquez, I., y Salgado, N. (2009). 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Información Regional de la Implementación de la Agenda 2030 para el Desarrollo Sostenible en la Región de Las Américas. Recuperado de https://www.paho.org/hq/index.php?option=com _content&view=article&id=13355:agenda2030-sustainabledevelopment&Itemid=39529&lang=es Tejada, P., Jaramillo, L. E., Sánchez-Pedraza, R., y Sharma, M. (2014). Revisión crítica sobre los instrumentos para la evaluación psiquiátrica en atención primaria. Rev. Fac. Med, 62 (1), 101110. OPS y OMS. (2017b). Depresión y otros trastornos mentales comunes. Estimaciones sanitarias mundiales. Recuperado de https://www.google.com/search?client=firefoxbd&q=OPS%2C+OMS+%282017%29.+Estimaci ones+mundiales+y+regionales+de+prevalencia. +En%3A+Depresi%C3%B3n+y+otros+trastorn os+mentales+comunes.+Estimaciones+sanitarias +mundiales OPS y OMS. (2018). La carga de los trastornos mentales en la Región de las Américas, 2018. 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(2020) Calidad del sueño y su Asociación con el Rendimiento Académico de los Programas de Pregrado de la Institución Universitaria Colegios de Colombia – UNICOC, Sede Bogotá. Revista Salud Pública y Nutrición, 19 (2), 26-35. Editor: Esteban G. Ramos Peña, Dr. CS., Universidad Autónoma de Nuevo León, Facultad de Salud Pública y Nutrición, Monterrey Nuevo León, México. Copyright: ©2020 Aguilera Rojas SE. et al. This is an open-access article distributed under the terms of Creative Commons Attribution License [CC BY 4.0], which permits unrestricted use, distribution, and reproduction in any medium, provided the original author and source are credited. Competing interests: The authors have declared that no competing interests exist. DOI: https://doi.org/10.29105/respyn19.2-4 Recibido: 31 de diciembre 2019; Aceptado: 01 de junio 2020 Email: lagarcia@unicoc.edu.co �Disomnias, desórdenes de excesiva somnolencia, desarrollo de desórdenes académicos, aprendizaje. Artículo Original CALIDAD DEL SUEÑO Y SU ASOCIACIÓN CON EL RENDIMIENTO ACADÉMICO DE LOS PROGRAMAS DE PREGRADO DE LA INSTITUCIÓN UNIVERSITARIA COLEGIOS DE COLOMBIA – UNICOC, SEDE BOGOTÁ. Aguilera Rojas Sandra Elizabeth*, Bicenty Mendoza Ángela*, Ibáñez Pinilla Édgar Antonio*, Marentes Delgado Adriana*, Cruz Jiménez Valentina*, Ruiz García Luz Amparo*. * Institución Universitaria Colegios De Colombia UNICOC Sede Bogotá. Colombia. RESUMEN Introducción. El sueño es un estado fisiológico que es transitorio y periódico. Y se define como una necesidad básica del ser humano. Objetivo: Establecer la relación entre la calidad del sueño y el rendimiento académico de los alumnos de los programas de pregrado de la institución universitaria Colegios de Colombia UNICOC. Material y Método: Estudio descriptivo de corte transversal. La muestra estuvo compuesta por 266 estudiantes universitarios. Se incluyeron variables sociodemográficas, clínicas y académicas. Se utilizó la prueba chi cuadrado de Pearson y modelo de regresión logística con el método Enter. (SPSS v22). Para la obtención de datos se aplicó el índice de calidad del Sueño de Pittsburg (PSG) y la escala de somnolencia Epworth (ESE). Resultados: El promedio del índice de PSG fue de 8,7±3 y el de ESE fue 9,09±4.07 Entre el PSG y el ESE hubo asociación estadísticamente significativa (p=0,004). Conclusiones: Se concluye que el rendimiento académico está asociado a la mala calidad del sueño y la somnolencia las cuales fueron prevalentes, especialmente en los estudiantes del Colegio Odontológico. Palabras Clave: Disomnias, desórdenes de excesiva somnolencia, desarrollo de desórdenes académicos, aprendizaje. ABSTRACT Introduction: Sleep is a physiological state that is transient and periodic. And it is defined as a basic need of the human being. Objective: To establish the relationship between the quality of sleep and the academic performance for the students of the undergraduate programs at the university institution Colleges of Colombia - UNICOC. Material and method: A cross-sectional study that includes 266 students. Type of sampling was stratified by proportional allocation the applied instruments were Pittsburgh Scale (ICSP) and Somnolence Epworth, in addition to sociodemographic, clinical and academic variables included. Pearson's chi-square test and logistic regression model with the Enter method were used. SPSS v22. Results: The mean sleep quality index (PSG) was 8.7±3 and ESE was 9,09±4.07. Between PSG and ESE, there was statistically significant association (p = 0.004). It is concluded that the academic performance is associated to the poor quality of sleep and drowsiness which were prevalent, especially in the students of the Odonatological College. Key words: Dyssomnias, Disorders of Excessive Somnolence, Developmental Academic Disorder, learning. Revista Salud Pública y Nutrición / Vol. 19 No. 2 abril - junio, 2020 26 �Disomnias, desórdenes de excesiva somnolencia, desarrollo de desórdenes académicos, aprendizaje. Introducción El sueño es un estado fisiológico fundamental que se caracteriza por ser transitorio, periódico, reversible e ineludible en la vida del ser humano. Se destaca por su función importante en el Sistema Nervioso, al estar intrínsecamente relacionado con las vías de secreción hormonal y las del dolor. Por consiguiente, Maslow lo define como una “necesidad básica del ser humano” (Lezcano H, 2014). El sueño, así como el descanso son fundamentales para tener una buena salud y así lograr mejorar la calidad de vida. Los efectos del sueño no se limitan al propio organismo, con la necesidad de restauración neurológica, sino que, afectan al desarrollo y funcionamiento normal de las capacidades cognoscitivas e intelectuales de las personas (Bohorquez, 2011). Por tal motivo se ha estandarizado que: el número de horas adecuadas para que una persona consiga descansar y reponerse de las actividades cotidianas oscila entre 7 y 9 horas. En estados donde hay un menor número de 6 horas de sueño se genera una acumulación progresiva de cansancio, que produce estados de fatiga, por consiguiente, disminución de la calidad de vida. Además, en casos más extremos se registran alteraciones del comportamiento, atención y falta de memoria (Cañones P.J, 2003), debido a que el sueño actúa en el cerebro como el disco duro de un computador (Lezcano H, 2014). Estudios han reportado que individuos con trastornos y mala calidad del sueño presentan un riesgo elevado de desarrollar patologías como: hipertensión arterial, obesidad, síndrome metabólico y diabetes (Grander M.A, 2012). Por otro lado, en el caso de la población joven universitaria, autores como Lund Reider en el 2010, encontraron cambios en los patrones de sueño cuando los adolescentes ingresan a la universidad. Estas alteraciones son capaces de producir dificultad para la concentración dentro del aula de clases que genera un aprendizaje no significativo. En estudios realizados con estudiantes universitarios se ha encontrado que estos presentan mala calidad del sueño, como consecuencia de factores académicos, socio económicos, familiares o de tipo personal. En el estudio realizado por Lezcano, Vieto, Morán, Donadío & Carbonó (2014), con estudiantes de medicina de la universidad de Panamá cuyo objetivo era determinar las características y la calidad de sueño se concluye que, de una muestra de 290 estudiantes, según la escala de somnolencia y el índice de calidad del sueño el 67.6% son malos Artículo Original dormidores lo que influye directamente con la calidad del sueño. La universidad de Quintana Roo en la ciudad de México buscó determinar los factores que inciden en la calidad del sueño, encontrando que la falta de sueño se relaciona con factores como el consumo de alcohol, café y tabaco, a su vez se buscó la relación entre la calidad del sueño y el rendimiento académico indicando que existe la posibilidad de que la mala calidad del sueño pueda afectar el rendimiento académico de los estudiantes. (Aguirre., 2014). De la misma forma, en Colombia se han realizado estudios buscando evaluar la mala calidad del sueño y conductas de sueño. Un ejemplo, es el de Machado realizado en 2015 con estudiantes de Medicina, quien reportó que existe una alta frecuencia de somnolencia diurna cercana al 60% además, de una mala calidad de sueño siendo con un predominante del 80%, lo anterior, debido a los horarios de los estudiantes en los que se presenta una disrupción del ritmo día/noche. En adición, otro estudio realizado en la Universidad Nacional reporta que, más de la mitad de los estudiantes (66%) tienen mala higiene del sueño, lo cual provoca afectaciones a la hora dormir como la interrupción continua del patrón del sueño, convirtiéndose en un mal hábito. A demás, en este estudio también se buscó establecer la relación de los hábitos de sueño con el rendimiento académico, encontrando que; no fue tan fuerte dicha asociación a pesar de la alta prevalencia de falta de sueño, pero si se pudo asociar que los estudiantes con mejor rendimiento académico son en mayoría malos dormilones (Escobar - Cordoba, 2011). En estudio realizado en la Universidad de Cartagena con 210 estudiantes de la facultad de medicina se determina que 185 son caracterizados como malos dormidores y 25 como buenos dormidores, situación que está relacionada con la calidad del sueño y el estado de somnolencia, se observaron diferencias significativas en cuanto al rendimiento académico de los dos grupos. (Monterrosa Castro, 2014). Caicedo Ochoa, en su estudio de prevalencia del grado de somnolencia y su relación con el rendimiento académico en estudiantes de medicina de la Ciudad de Tunja, concluyendo que La prevalencia de somnolencia es alta en estudiantes de Medicina y su relación con el rendimiento académico no se evidencia en la población estudiada (Caicedo Ochoa Y., 2016). En estudio realizado en una Universidad Pública de la ciudad de Manizales, cuyo objetivo fue Revista Salud Pública y Nutrición / Vol. 19 No. 2 abril - junio, 2020 27 �Disomnias, desórdenes de excesiva somnolencia, desarrollo de desórdenes académicos, aprendizaje. determinar la calidad del sueño y la somnolencia diurna excesiva en universitarios de diferentes carreras de pregrado, se concluyó que la mala calidad del sueño y la somnolencia se presentan en todas las áreas del conocimiento y que no son de exclusividad de disciplinas del sector salud. (de la Portilla Maya S, 2019) La mala calidad del sueño trae consigo trastornos de sueño (TS) siendo estos una de las principales causas de consulta médica, además de, morbilidad física y mental, que pueden afectar a individuos de cualquier edad o condición socioeconómica. Sin embargo, existe poca información sobre su prevalencia y repercusión en diferentes aspectos de la vida de las personas. En Colombia no se han realizado suficientes investigaciones en este campo y, por tanto, se carece de información propia para implementar políticas de prevención y manejo (Amador J, 2015). El sueño tiene una importancia relevante en los procesos de consolidación de la memoria, aprendizaje, procesos restaurativos y codificación (Veldi M, 2005). Por ello, es importante la buena calidad del sueño en estudiantes universitarios. Los disturbios del sueño o la mala calidad del sueño se asocian a reducción en la vitalidad, mal funcionamiento social y deterioro en la actividad física, salud mental, procesos cognitivos, rendimiento sicomotor y calidad de vida (Ahrberg K, 2012) (Curcio G, 2006). El insomnio tiene tasas de prevalencia en estudiantes universitarios del 69,0% (Lund HG, 2010, Preisegolaviciute E, 2010). y se ha asociado con estados de mayor fatiga, irritabilidad, ansiedad, depresión, dificultad para terminar las tareas, déficit cognitivo, accidentes, ausentismo, o dependencia de sustancias, suicidio, compromiso inmunológico, enfermedades cardiovasculares y gastrointestinales (Cheng SH, 2012). Por otro lado, es bien conocida la importancia de una correcta interacción entre memoria, aprendizaje y codificación, pero estos deben estar acompañados de una buena calidad del sueño, lo cual permitirá el logro y materialización de los proyectos de vida (Escobar - Cordoba, 2011, Amador J, 2015, Veldi M, 2005). Cuando hay deficientes resultados académicos, estos repercuten en otros ámbitos como el social que conduce a exclusión familiar, económicos por la carga que este genera, pero es importante señalar que no sólo se afecta el individuo Artículo Original como persona, sino que esto también incide en la Institución formadora ya que los tiempos y momentos programados se retrasan y generan costos adicionales. (Veldi M, 2005) Malos Hábitos del Sueño en estudiantes adolescentes, así como las largas jornadas de estudio, las prácticas asistenciales en las clínicas, y los trabajos de laboratorio de preclínica, en el caso específico de estudiantes de Odontología, podrían afectar de forma negativa el sueño, debido a la privación de este, lo cual conllevaría a situaciones de somnolencia diurna y diminución de la capacidad de respuesta frente a las situaciones cotidianas. Esto sin contar que existen factores externos asociados a un mal dormir tales como el consumo de cigarrillo, alcohol, el sedentarismo, uso excesivo de internet, por citar algunos. Es importante que las instituciones de educación superior (IES), sean capaces de reconocer señales tales como cambios en la conducta, adecuada actitud resolutiva frente a los problemas por parte de sus estudiantes, ya que esto indiscutiblemente conlleva a un deterioro en la actividad física, los procesos cognitivos, el rendimiento psicomotor y la calidad de vida (Ahrberg K, 2012, Curcio G, 2006). El rendimiento académico de los estudiantes universitarios constituye un factor imprescindible y fundamental para la valoración de la calidad educativa en la enseñanza superior. (Enríquez Guerrero, Segura Cardona, & Cuevas, 2013) Su carácter complejo y multidimensional evoluciona a partir de concepciones centradas en el alumno (basadas en la voluntad o en la capacidad de este), en los resultados de su trabajo escolar, hasta concepciones holísticas que atribuyen el rendimiento a un conjunto de factores derivados del sistema educativo, de la familia y del propio alumno. El bajo rendimiento académico, es el resultado de múltiples factores y causas, entre los que se encuentran: los de carácter individual con relación a su estado de salud, el contexto familiar, la situación socioeconómica y otros asociados al propio sistema educativo. En una investigación realizada por Pérez, Ramón, Sánchez (2000) con estudiantes universitarios demuestra, que la motivación está asociada a la asistencia a clases, y que la ausencia a las lecciones se relaciona con problemas de repetición y abandono a los estudios. Cuanta mayor asistencia, mejor Revista Salud Pública y Nutrición / Vol. 19 No. 2 abril - junio, 2020 28 �Disomnias, desórdenes de excesiva somnolencia, desarrollo de desórdenes académicos, aprendizaje. calificación; la asistencia es una de las variables más significativas que influye en el rendimiento académico del alumno. Conclusiones similares las encontró Montero y Villalobos (2004) en un estudio realizado con universitarios de la universidad de Costa Rica, en la que se evidenció que los estudiantes y las estudiantes que asisten a clases regularmente siempre o casi siempre tienen en promedio 0,26 puntos más que aquello estudiantes que no lo hacen en forma regular. (Enríquez Guerrero, Segura Cardona, & Cuevas, 2013). El solo hecho de que una institución pueda llegar a tener control en las faltas de sus estudiantes a clase, y determinar que no fueron por razones como, qué necesitaban dormir más o por múltiples causas, podrían ayudar un estudiante a tener mejor rendimiento académico , mejora en la planificación de su tiempo, y tan solo con crear políticas preventivas institucionales, se generaría un impacto en la calidad de vida de un futuro profesional y a su vez se generan herramientas para responder a las exigencias y demandas educativas en un contexto marcado por desafíos propios del proceso de la globalización hacia la búsqueda de la alta calidad institucional. Por las anteriores razones se cree que la calidad del sueño y los malos hábitos del sueño, en estudiantes adolescentes, las largas jornadas de estudio de los estudiantes de los colegios Administrativo, Jurídico y Odontológico, así como las prácticas asistenciales en las clínicas, o trabajos de laboratorio de preclínica, en el caso específico de estudiantes de Odontología, podrían afectar de forma negativa el sueño, lo cual conllevaría a situaciones de somnolencia diurna lo que afectaría su rendimiento académico. De tal forma que el presente trabajo se planteó como objetivo determinar la calidad del sueño y su asociación con el rendimiento académico de los estudiantes de pregrado de la Institución Universitaria Colegios de Colombia – UNICOC, sede Bogotá. Material y Método El tipo de estudio fue observacional, descriptivo, de corte transversal en una población de estudiantes de pregrado matriculados en el primer periodo de 2016 de la Institución Universitaria Colegios de Colombia – UNICOC, sede Bogotá, conformada por tres colegios: Administrativo, Jurídico y Odontológico. Artículo Original La muestra estuvo conformada por 266 estudiantes: 25 estudiantes del colegio Jurídico, 32 estudiantes del colegio Administrativo y 209 estudiantes del colegio Odontológico. A los que se les aplicaron los instrumentos índices de Pittsburg (PSG) y la escala de somnolencia de Epworth (ESE), previa firma del consentimiento informado. Como criterios de inclusión se tomaron estudiantes que aceptaron participar voluntariamente en el estudio y como exclusión estudiante que no se encontraban el día de la aplicación del instrumento. El tipo de muestreo fue estratificado por afijación proporcional para los colegios administrativo y odontológico no probabilístico y censal para la población del colegio jurídico; el tamaño de la muestra se calculó con una prevalencia del 50%, una precisión del 6% y una confiabilidad del 95% para una total de 215 estudiantes, estimando una pérdida del 10% y por aproximaciones el tamaño fue de 241 estudiantes de los colegio administrativo y odontológico, y 25 estudiantes del colegio jurídico para una total de 266 estudiantes. Se tomaron variables como edad en años, sexo, condición socioeconómica, estado civil, lugar de procedencia, peso, talla, IMC. La variable dependiente objeto de estudio fue el rendimiento académico, definida como número de asignaturas reprobadas en el semestre. Para determinar índice de calidad del sueño se utilizó la escala Pittsburgh (ICSP)instrumento que consta de diecinueve preguntas de autoevaluación y cinco preguntas dirigidas a los compañeros de prueba, el instrumento se distribuye en siete categorías a saber: calidad subjetiva de sueño, latencia, duración, eficiencia, perturbaciones del sueño, uso de medicación para dormir, disfunción diurna (Honorio & Hideyo, 2013), la finalidad evaluar la calidad global y sus perturbaciones en el último mes; la puntuación de las todas las áreas se suman para dar una puntuación global que oscilará entre 0 y 21 puntos, donde el “0” indica facilidad para dormir y “21” dificultad severa en todas las áreas, por lo que se deriva la siguiente escala de puntuación: de 0 a 5 se considera como “buenos dormidores”, mayor de 5 una mala calidad del sueño (Royuela, 1997), somnolencia diurna entre 7 y 13, ligera somnolencia diurna entre 14 y 19 puntos., la validez de consistencia interna, medido mediante el alfa de Cronbach fue de 0,83. Revista Salud Pública y Nutrición / Vol. 19 No. 2 abril - junio, 2020 29 �Disomnias, desórdenes de excesiva somnolencia, desarrollo de desórdenes académicos, aprendizaje. También se aplicó la escala de Somnolencia excesiva diurna denominada Epworth (ESE) (Epworth Sleepiness Scale, ESS) de Johns (1991,1992) (Chica H, 2007) prueba subjetiva cuyo objetivo es evaluar la magnitud de la somnolencia diurna frente a ocho situaciones de la vida diaria, indica o señala los individuos que presentaron trastornos de sueño o no y los que han sufrido privación de sueño o no, esto con un puntaje de 0= para Nunca; 1 = Ligera; 2= Moderado, 3 = Alta. Su puntación global presenta un rango entre 0 y 24. De esta manera si el alumno se encuentra entre 0 y 6 puntos no presenta. Para este caso, la validez del Coeficiente de Cronbach fue de 0,85 y la correlación inter- ítem global fue de 0,51. Con los datos obtenidos se realizó una base de datos en Microsoft Excel versión 2010, y el análisis de los datos se realizó mediante el programa estadístico SPSS versión 22. Las variables cualitativas se analizaron mediante frecuencias absolutas y porcentuales, las variables cuantitativas se analizaron con promedios, medianas y desviaciones estándar, para determinar asociación se utilizó la prueba ChiCuadrado de Pearson y Odds Ratio, con intervalos de confianza al 95%, para controlar la confusión se utilizó un modelo de regresión logística con el método Enter. El nivel de significancia fue al 0,05. Artículo Original predominante fue el estrato tres con un 60,8%, seguido del estrato cuatro con un 18,5% y el dos con un 15,8%. Con respecto a la condición nutricional según el IMC después de la condición normal 75%, predominó el sobrepeso 15% y la obesidad 10%, (siendo normal un IMC entre 18.50 - 24.99, sobre 25.00 - 29.99 y obesidad mayor de 30) no se encontró asociación significativa entre estas variables y la calidad del sueño. Por otro lado, la aplicación de la escala de somnolencia EPWORTH y el índice de Pittsburg PSG señalan que las horas de sueño promedio fueron de 5,3±1,2 (Me=5), con un rango de 2 a 9 horas. El promedio del índice de calidad del sueño (PSG) fue de 8,7±3 (Me=9), el mínimo fue de 1 y el máximo de 17, con respecto a la ESE el promedio fue de 9,09±4,07 (Me=9), mínimo de 0 y máximo de 21. Según la escala Epworth (ESE) (Epworth Sleepiness Scale, ESS) de Johns (1991,1992) (Chica H, 2007) la calidad del sueño de los estudiantes mala (Gráfica 1), y presentan un índice de somnolencia baja. Figura 1. Clasificación del Grado de Somnolencia de la ESE Para controlar las variables confusoras se solicitó a los estudiantes que se abstuvieran de participar aquellos que tuvieran problemas personales o que consumieran algún fármaco. La aplicación del instrumento se realizó en forma física por parte de los investigadores en forma anónima para evitar los sesgos de respuesta. La variable dependiente objeto de estudio es el rendimiento académico y esta fue obtenida con base en el número de asignaturas reprobadas durante el curso de su carrera. Resultados De la aplicación de los instrumentos se obtuvieron los siguientes resultados: Con relación a las características generales de la población, la edad promedio fue de 21,8±3,6 años, con un rango que oscila desde los 16 años hasta los 43 años, y la variabilidad fue medianamente homogénea (CV=16,3%). La mayor parte de la población estudiada fue de sexo femenino con 60,2%, solteros (88,3%). El estrato socioeconómico Revista Salud Pública y Nutrición / Vol. 19 No. 2 abril - junio, 2020 30 �Disomnias, desórdenes de excesiva somnolencia, desarrollo de desórdenes académicos, aprendizaje. Se encontró asociación estadísticamente significativa entre el EPWORTH y PSG (p=0,004). (OR=3,01 IC95% (1,4 a 6,5), estudiantes con mala calidad del sueño presentaron estadios de somnolencia en 44%, mientras que, para aquellos que presentaron una calidad del sueño buena o aceptable la presencia de somnolencia fue del 4% (Tabla 1) Artículo Original Tabla 3. Distribución de EPWORTH por Factores Somnolencia Características n % n % Colegio Jurídico Administrativo Odontológico 15 12 99 11,9 9,5 78,6 10 20 102 7,6 15,2 77,3 1 a 3 semestre ≥4 semestre Si No 38 88 24 100 30,2 69,8 19,4 80,6 37 95 8 122 28,0 72,0 6,2 93,8 Si No Si No 46 77 39 86 37,4 62,6 31,2 68,8 54 78 41 91 40,9 59,1 31,1 68,9 Semestre Reprobados semestres* Tabla1. Asociación entre PSG y EPWORTH Somnolencia Malo Bueno Total 111 10 121 Sin Somnolencia Total 103 28 131 214 38 252 Fuente: Encuesta Así mismo la calidad del sueño PSG se asocia con el vínculo del estudiante a el colegio o la facultad a la que pertenece y el reprobar o no asignaturas están relacionados con la calidad del sueño y la somnolencia constituyéndose estos como un factor de riesgo para los estudiantes del colegio administrativo y jurídico ( OR=2,3 (IC95% 0,6 a 8,4)) y para estudiantes vinculados al colegio odontológico – colegio administrativo (OR=2,3 (IC95% 0,6 a 8,4) ) haber reprobado materias fue un factor protector con un OR=0,5(IC95% 0,25 a 0,98). Esto está relacionado con la carga académica, intensidad horaria y el tiempo dedicado al desarrollo de las actividades propias de cada colegio. (Tabla 2) Tabla 2. Distribución de PSG por Factores Variables Colegio* PSG Mala Buena Características n % n % Jurídico 20 9,0 4 10,5 Administrativo 22 9,9 10 26,3 Odontológico 180 81,1 24 63,2 Reprobados semestres Si No 27 192 12,3 87,7 4 33 10,8 89,2 Reprobado Materias* Si No 77 142 35,2 64,8 20 18 52,6 47,4 Participación de actividades Si No Reprobado Materias Participación de actividades EPWORTH PSG 72 149 32,6 67,4 12 26 31,6 68,4 Fuente: Encuesta Sin Somnolencia Variables Fuente: Encuesta *p<0,05 Al evaluar la calidad del sueño controlando las variables, el tener somnolencia (ESE) es un factor de riesgo para la calidad del sueño. (Tabla 4) Tabla 4. Regresión logística de la calidad del sueño (PSG) Variables en el modelo OR IC 95% a OR Inferior Superior Semestre perdido (Si/No) 1.6 0.3 3.6 Asignaturas perdidas (Si/No) 0.5 0.2 1.1 Participación en actividades extracurriculares (Si/No) 1.1 0.5 2.6 Semestre (5 a 10/1 a 4) 1.3 0.5 3.0 Somnolencia (ESE) 3.2* 1.4 7.4 Fuente: Encuesta *p<0,05 Al evaluar la somnolencia controlando las variables, el haber reprobado materias y el tener mala calidad del sueño (PSG) es un factor de riesgo para la somnolencia. (Tabla 5) Tabla 5. Regresión logística de la somnolencia (ESE) IC 95% a OR Inferior Superior Variables en el modelo OR Semestre perdido (Si/No) 3.7* 1.5 9.5 Asignaturas perdidas (Si/No) 0.7 0.4 1.3 Participación en actividades extracurriculares (Si/No) 1.1 0.6 1.9 Semestre (5 a 10/1 a 4) 0.8 0.5 1.5 Calidad del sueño (PSG) 3.1* 1.4 7.3 *p>0,05 En estadios de somnolencia (19.4%) reprobar semestres se constituye un factor de riesgo con EPWORTH con un OR=3,6 (1,6 a 8,5). (Tabla 3) Fuente: Encuesta *p<0,05 Revista Salud Pública y Nutrición / Vol. 19 No. 2 abril - junio, 2020 31 �Disomnias, desórdenes de excesiva somnolencia, desarrollo de desórdenes académicos, aprendizaje. Esta investigación logró establecer relación entre la mala calidad de sueño y bajo rendimiento académico especialmente en estudiantes del colegio odontológico al ser comparados con estudiantes del colegio administrativo y jurídico de UNICOC, el porcentaje promedio de estudiantes con asignaturas reprobadas en los tres colegios es del 11.35% teniendo mayor peso porcentual la carrera de derecho con el 13%, seguida de odontología y administración de empresas y de negocios con el 11%, no obstante es importante precisar que la carga académica es mayor en la carrera de odontología y por tratarse de una disciplina del área de la salud y la rigurosidad técnico científica de la misma no la hace comparable con las ciencias jurídicas y administrativas como tal. Discusión Se han realizado estudios que buscan establecer la relación entre la del sueño con el rendimiento académico, no obstante al buscar la comparación con otros estudios no se encontraron investigaciones en las que se involucren estudiantes de odontología; se establece una relación con estudios basados en el área de medicina y enfocados a evaluar calidad del sueño y rendimiento académico con médicos en formación, un estudio realizado en la Universidad de Pereira con estudiantes de Medicina, halló que estos estudiantes presentan mala calidad del sueño asociándolo con bajo rendimiento académico, partiendo de características generales siendo los datos más relevantes el predomino de sexo femenino con un 60.2% (frente a un 59.4% del sexo masculino) (Cañones P.J, 2003) de la universidad Tecnológica de Pereira. Según las escalas implementadas (PSG y EPWORTH) cerca de la mitad de los estudiantes padecen baja somnolencia, a diferencia de lo publicado en el estudio comparativo en el que un 49,8% presenta somnolencia excesiva diurna. De la misma forma, los estudiantes de esta investigación fueron clasificados con mala calidad del sueño con un 85.4% (frente a un 80%), datos similares a los reportados por la Universidad Tecnológica de Pereira en estudiantes de Medicina. (Machado-Duque & Echeverri Chabur, 2015) Se encuentra similitud en los resultados dado que son universidades colombianas y los estudios fueron realizados con estudiantes de áreas de la salud con una alta carga académica y responsabilidad clínica. En cuanto a la carga académica y con respecto a la PSG el haber reprobado materias y el tener mala calidad del sueño es un factor de riesgo alto para presentar somnolencia Artículo Original teniendo en cuenta el bajo rendimiento académico, esto lo hace similar a otros estudios realizados en estudiantes de Medicina y algunas Escuelas de Educación Superior de áreas de la salud, lo importante no es solo encontrar que la relación mala calidad del sueño y rendimiento académico es causa de un desequilibrio en varios aspectos del estudiante y que involucra directamente su vida académica fomentando un posible ambiente negativo institucional sino que también es importante, el cómo crear un estado de mejora desde las instituciones, en sus planes de bienestar universitario, o seguimiento preventivo estudiantil para en futuros estudios denotar como estas políticas de mejora afectan el conjunto estudiante y que alcances la promoción y prevención como recurso universitario está influenciando en la población universitaria. Es preciso anotar que los estudiantes que formaron parte de la investigación en su mayoría es población adolescente y de acuerdo con el estudio realizado por Quevedo-Blasco, en lo referente a la calidad del sueño, se estableció que para este grupo de población, una relación directamente proporcional con el rendimiento académico, corroborando que la calidad del sueño incide de manera negativa en las calificaciones, asignaturas reprobadas y por ende en la afectación en el rendimiento académico (Blasco, 2011). Así mismo en el estudio de Guavativa Méndez y Pérez Parra (Guavativa Méndez & Pérez Parra, 2017), se encontró que aproximadamente el 70% de los estudiantes no presentan una buena calidad de sueño y a su vez presentan algún nivel de somnolencia, se estableció además que existe una correlación entre la calidad del sueño de los estudiantes y el rendimiento académico, ya que se evidencia que entre mayor sea la puntuación del Índice de Calidad de Sueño de Pittsburgh (ICSP) menor es el rendimiento que obtienen los estudiantes, de igual modo, existe la correlación entre la Calidad de sueño y el indicie de somnolencia de Epworth, puesto que entre mayor puntuación del ICSP mayor va a ser la somnolencia que presenten los estudiantes durante el transcurso del día. Según las escalas implementadas Epworth y Pittsburg para la Investigación, se evidencia que la mayoría de los estudiantes presentan altos niveles de somnolencia y en la clasificación de la calidad (Bohórquez, 2011) del sueño un predomino de la mala calidad de sueño, considerando un elevado nivel de riesgo para la población universitaria, Revista Salud Pública y Nutrición / Vol. 19 No. 2 abril - junio, 2020 32 �Disomnias, desórdenes de excesiva somnolencia, desarrollo de desórdenes académicos, aprendizaje. mencionando los estados negativos anteriormente expuestos en el ser humano, desde lo emocional, social, académico, hasta conllevar esta alteración a una alteración sistémica; de igual forma el haber reprobado materias y tener mala calidad del sueño es un factor asociado a la presencia de somnolencia en estudiantes de los colegios odontológico, jurídico y administrativo – UNICOC Bogotá, lo que puede indicar que esta sea la causa de la prevalencia de bajo rendimiento académico, a su vez al evaluar la presencia de somnolencia y el haber reprobado materias y tener mala calidad de sueño es un factor de riesgo asociado a la baja somnolencia la cual fue dominante en el estudio, a futuro el nivel de somnolencia puede ser excesiva, por lo que es importante implementar políticas de promoción y prevención frente al problema, es importante prestar especial atención a los resultados generados para el colegio jurídico y administrativo que aunque la carga académica sea diferente presenta rangos estadísticamente significativos con respecto a la alteración en niveles de sueño y rendimiento académico. El sueño y el descanso son fundamentales para tener una buena salud y lograr calidad de vida; si sólo es un factor negativo el mal dormir, al sumarle un bajo rendimiento académico que también afecta la salud, lo social, cognitivo y emocional, se puede hablar de una alerta de salud pública en este caso, que puede afectar estudiantes de odontología y de otras áreas del conocimiento. UNICOC Bogotá, no busca sólo llegar a crear ajustes en las políticas de bienestar estudiantil, sino que alerta a otras instituciones, para que logren re direccionar estrategias, frente a estas situaciones de salud pública basados en la evidencia obtenida con este estudio, donde es evidente esta importante asociación estableciendo acciones de mejora para lograr un entorno de desempeño tanto estudiantil como laboral y administrativo saludable, que conlleve a una mejora de resultados académicos, fomentando acciones de promoción de la salud y prevención de la enfermedad. Limitaciones Las limitaciones están relacionadas con los instrumentos utilizados, debido a que estos son subjetivos, por lo tanto, es una limitación propia de los cuestionarios, sin embargo, esto no altera la validez y la confiabilidad de los resultados obtenidos. Artículo Original Con base en los resultados del estudio, sería conveniente estudiar otras variables que incidan en la calidad del sueño tales como estrés, consumo de sustancias psicoactivas y hábitos de estudio entre otras con el fin de determinar con mayor rigurosidad la relación entre la calidad del sueño y el rendimiento académico. Conclusiones Con lo anterior se concluye que el rendimiento académico está asociado a la mala calidad del sueño y la somnolencia las cuales fueron prevalentes, especialmente en los estudiantes del Colegio Odontológico y el Colegio Jurídico. Bibliografía Aguirre., R. G. (2014). Caracterización del patrón de sueño en estudiantes de la Universidad de Quintana Roo. 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Title A name given to the resource Respyn Revista de Salud Pública y Nutrición Description An account of the resource La Revista Salud Pública y Nutrición, inicia en el 2000 y es una publicación universitaria con periodicidad trimestral, producida por la Subdirección de Investigación, Innovación y Posgrado de la Facultad de Salud Pública y Nutrición y la valiosa colaboración de la Dirección de Tecnologías de Información de la Universidad Autónoma de Nuevo León. Tiene como finalidad publicar y divulgar la productividad científica al ofrecer un espacio con visibilidad global para difundir toda aquella información sobre salud pública y nutrición que se genera en los ámbitos académico y científico tanto en el entorno local, regional, nacional e internacional. Creator An entity primarily responsible for making the resource Universidad Autónoma de Nuevo León, Facultad de Salud Pública y Nutrición Date A point or period of time associated with an event in the lifecycle of the resource 2000 Text A resource consisting primarily of words for reading. Examples include books, letters, dissertations, poems, newspapers, articles, archives of mailing lists. Note that facsimiles or images of texts are still of the genre Text. Título Uniforme Respyn Revista de Salud Pública y Nutrición Año de publicación El año cuando se publico 2020 Volumen Volumen de la revista 19 Número Número de la revista 2 Mes de publicación Mes cuando se publicó Abril-Junio Día Día del mes de la publicación 1 Periodicidad La periodicidad de la publicación (diaria, semanal, mensual, anual) Trimestral Dublin Core The Dublin Core metadata element set is common to all Omeka records, including items, files, and collections. 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Tiene como finalidad publicar y divulgar la productividad científica al ofrecer un espacio con visibilidad global para difundir toda aquella información sobre salud pública y nutrición que se genera en los ámbitos académico y científico tanto en el entorno local, regional, nacional e internacional. Publisher An entity responsible for making the resource available Universidad Autónoma de Nuevo León, Facultad de Salud Pública y Nutrición Contributor An entity responsible for making contributions to the resource Ramos Peña, Esteban Gilberto, Editor Responsable Rocha Flores, Alejandra Berenice, Editor Técnico Date A point or period of time associated with an event in the lifecycle of the resource 2020-04-01 Type The nature or genre of the resource Revista Format The file format, physical medium, or dimensions of the resource text/pdf Identifier An unambiguous reference to the resource within a given context 2021081 Source A related resource from which the described resource is derived Fondo Universitario Language A language of the resource spa Relation A related resource https://respyn.uanl.mx/index.php/respyn Coverage The spatial or temporal topic of the resource, the spatial applicability of the resource, or the jurisdiction under which the resource is relevant Monterrey, N. L. 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