Test Postaw wobec Jedzenia
Eating Attitudes Test-26 (EAT-26)
postawy i zachowania związane z jedzeniem (przesiew w kierunku zaburzeń odżywiania)
Podstawowe informacje
- Autorzy oryginału
- Garner, Olmsted, Bohr, Garfinkel (1982)
- Polska adaptacja
- Rogoza, Brytek-Matera, Garner (2016)
- Grupa docelowa
- populacja ogólna, młodzież i dorośli (przesiew w kierunku ryzyka zaburzeń odżywiania; nie służy do diagnozy)
- Czas badania
- ok. 5-10 minut
- Procedura
- samoopis; indywidualnie lub grupowo
Co bada ten test
EAT-26 mierzy postawy i zachowania związane z jedzeniem, wagą i sylwetką, które są typowe dla zaburzeń odżywiania. Nazwa jest tu myląca dla wielu studentów: test nie mierzy ani preferencji smakowych, ani sposobu odżywiania w sensie dietetycznym, tylko nasilenie objawowych postaw wobec jedzenia. Chodzi o lęk przed przytyciem, zaabsorbowanie myślami o jedzeniu i kaloriach, poczucie przymusu kontrolowania tego, co się je, zachowania kompensacyjne oraz doświadczanie presji ze strony otoczenia w sprawie wagi.
Narzędzie powstało jako skrócona wersja czterdziestopozycyjnego Testu Postaw wobec Jedzenia opracowanego przez Garnera i Garfinkela. Analizy pokazały, że czternaście pozycji nie wnosi istotnej informacji ponad pozostałe dwadzieścia sześć, więc powstała wersja krótsza o niemal identycznych właściwościach. Klasyczny model teoretyczny Garnera zakłada trzy podskale: restrykcje żywieniowe (dążenie do szczupłości i unikanie jedzenia tuczącego), bulimia i zaabsorbowanie jedzeniem (natrętne myśli o jedzeniu, napady objadania się, zachowania przeczyszczające) oraz kontrola oralna (samokontrola jedzenia i odbierana presja otoczenia, by przytyć).
Ta klasyczna struktura nie zreplikowała się jednak w polskiej próbie nieklinicznej. Analiza Rogozy, Brytek-Matery i Garnera na próbie 617 kobiet wykazała, że trójczynnikowy model Garnera nie opisuje danych dobrze, a znacznie lepsze dopasowanie daje model bi-czynnikowy oparty na trzynastu pozycjach, z jednym czynnikiem ogólnym nieprawidłowych nawyków jedzeniowych oraz czterema czynnikami specyficznymi: presją społeczną, świadomością żywieniową, zachowaniami przeczyszczającymi i zaabsorbowaniem jedzeniem. Wskaźniki dopasowania tego modelu były bardzo dobre (CFI 0,972; TLI 0,957; RMSEA 0,042).
Konsekwencja praktyczna jest ważna i często pomijana w pracach dyplomowych: w polskich warunkach bezpiecznie interpretować można wynik ogólny, natomiast klasyczne podskale Garnera nie mają potwierdzenia w polskiej próbie i nie należy ich traktować jako niezależnych wskaźników. Narzędzie ma charakter wyłącznie przesiewowy – sam autor podkreśla, że wynik nie jest diagnozą i że o skierowaniu na konsultację decyduje łącznie wynik części A, odpowiedzi na pytania behawioralne części B oraz masa ciała badanego.
Typowe zastosowanie
Najczęściej stosowane na świecie narzędzie przesiewowe w kierunku zaburzeń odżywiania i bardzo popularny wybór w polskich pracach dyplomowych, głównie z powodu bezpłatnej dostępności polskiego arkusza. Typowe zastosowania to badania rozpowszechnienia ryzyka zaburzeń odżywiania wśród młodzieży i studentek, badania nad związkiem postaw wobec jedzenia z obrazem ciała, samooceną, perfekcjonizmem i korzystaniem z mediów społecznościowych, badania grup szczególnego ryzyka (sportowcy, tancerki, modelki, osoby na dietach eliminacyjnych, wegetarianie i weganie) oraz przesiew w poradniach dietetycznych i medycynie szkolnej. W badaniach klinicznych narzędzie służy do wstępnej selekcji uczestników i do monitorowania zmiany nasilenia objawowych postaw w toku leczenia. Warto pamiętać, że w populacji nieklinicznej większość osób uzyskuje wyniki niskie, więc do badań korelacyjnych na próbach ogólnych potrzebne są odpowiednio duże liczebności.
Wymiary i podskale
Czynnik ogólny nieprawidłowych nawyków jedzeniowych
Wskaźnik nadrzędny w polskim modelu bi-czynnikowym, obejmujący wspólną wariancję wszystkich pozycji. To on odpowiada wynikowi ogólnemu i to jego dotyczy punkt odcięcia. Alfa Cronbacha w polskiej próbie wynosi 0,80. W praktyce badawczej i przesiewowej jest to jedyny wskaźnik, którego interpretacja ma solidne oparcie w polskich danych.
Presja społeczna3 pozycji
Czynnik specyficzny obejmujący pozycje 8, 13 i 20, dotyczące odbieranego nacisku ze strony otoczenia w sprawie jedzenia i masy ciała, w tym presji, by jeść więcej lub przytyć. Odpowiada w przybliżeniu klasycznej podskali kontroli oralnej Garnera. Alfa 0,77.
Świadomość żywieniowa4 pozycji
Czynnik specyficzny obejmujący pozycje 6, 7, 16 i 17, dotyczące uważnego śledzenia wartości odżywczej i kaloryczności spożywanych produktów oraz unikania jedzenia postrzeganego jako tuczące. Alfa 0,82. Podwyższone wyniki mogą, ale nie muszą oznaczać patologii, bo częściowo odzwierciedlają też zainteresowanie zdrowym odżywianiem.
Zachowania przeczyszczające2 pozycji
Czynnik specyficzny oparty na pozycjach 9 i 25, dotyczący zachowań kompensacyjnych po jedzeniu. Najkrótszy czynnik, przez co jego rzetelność jest najniższa (alfa 0,70), ale klinicznie najbardziej alarmujący: podwyższone odpowiedzi zasługują na uwagę niezależnie od wyniku ogólnego.
Zaabsorbowanie jedzeniem4 pozycji
Czynnik specyficzny obejmujący pozycje 3, 4, 18 i 21, dotyczące natrętnych myśli o jedzeniu, poczucia zdominowania życia przez tematykę jedzenia i utraty kontroli nad jedzeniem. Najwyższa rzetelność wśród czynników specyficznych (alfa 0,86).
Jak wygląda badanie
- Budowa pozycji
- Część A to dwadzieścia sześć stwierdzeń opisujących postawy, myśli i zachowania związane z jedzeniem, wagą i sylwetką. Stwierdzenia sformułowane są w pierwszej osobie i dotyczą zarówno przekonań (lęk przed przytyciem, poczucie, że jedzenie kontroluje życie), jak i konkretnych zachowań (unikanie jedzenia tuczącego, liczenie kalorii, zachowania kompensacyjne). Dwadzieścia pięć pozycji punktuje się w kierunku patologii, a jedna, pozycja 26, jest sformułowana odwrotnie i wymaga odwrócenia punktacji. Część B ma zupełnie inny charakter i jest w polskich pracach systematycznie pomijana, choć bywa diagnostycznie ważniejsza niż część A. Składa się z pytań o częstość konkretnych zachowań w ostatnich sześciu miesiącach (napady objadania się, prowokowanie wymiotów, stosowanie środków przeczyszczających, intensywne ćwiczenia w celu kontroli wagi) oraz z pytań o utratę masy ciała i leczenie z powodu zaburzeń odżywiania. Odpowiedzi z części B nie wchodzą do sumy punktów części A, tylko stanowią niezależne kryterium: potwierdzenie któregokolwiek z tych zachowań jest samodzielnym wskazaniem do konsultacji specjalistycznej nawet wtedy, gdy wynik części A jest niski. Trzecim niezależnym kryterium jest niska masa ciała.
- Skala odpowiedzi
- W polskim arkuszu część A ma sześciostopniową skalę częstości oznaczoną od 1 (nigdy) do 6 (zawsze). Kluczowe jest jednak to, że tych wartości nie sumuje się wprost – punktacja EAT-26 opiera się na rekodowaniu, w którym tylko trzy najbardziej symptomatyczne kategorie odpowiedzi otrzymują punkty (odpowiednio 3, 2 i 1), a trzy pozostałe zero. To rozwiązanie celowe: autor chciał, by wynik nie rósł u osób odpowiadających w zakresie normalnym i by skala była czuła wyłącznie na odpowiedzi patologiczne. Zakres wyniku ogólnego wynosi więc 0-78, a nie 26-156, jak wynikałoby z bezpośredniego sumowania etykiet. Część B ma inny format: pytania A-D dotyczą częstości zachowań w ostatnich sześciu miesiącach, a pytania E-F mają odpowiedź tak lub nie. Wypełnienie całości zajmuje 5-10 minut, badanie można prowadzić indywidualnie lub grupowo.
- Normy i interpretacja
- EAT-26 nie ma norm stenowych ani polskiej próby normalizacyjnej w klasycznym rozumieniu. Interpretacja opiera się na punkcie odcięcia przejętym z zasad oryginalnych: wynik 20 punktów i wyższy wskazuje na potrzebę konsultacji specjalistycznej. Polska analiza psychometryczna z 2016 roku nie wyznaczała odrębnego polskiego progu, więc stosuje się wartość oryginalną i należy to w pracy wyraźnie zaznaczyć. Sam autor narzędzia formułuje jednak zasadę interpretacyjną szerszą niż sam próg punktowy, i to ona jest właściwym sposobem korzystania z testu. O wskazaniu do konsultacji decyduje spełnienie któregokolwiek z trzech niezależnych kryteriów: wyniku 20 punktów lub więcej w części A, potwierdzenia zachowań objawowych w części B (objadanie się, prowokowanie wymiotów, środki przeczyszczające, intensywne ćwiczenia w celu kontroli wagi, leczenie w przeszłości) albo niskiej masy ciała w odniesieniu do norm wiekowych. Oznacza to, że osoba z wynikiem 8 punktów, która przyznaje się do prowokowania wymiotów, wymaga konsultacji tak samo jak osoba z wynikiem 30 punktów. Polskie dane odniesienia pochodzą z próby 617 kobiet, uczennic szkół średnich i studentek z trzech dużych miast, o średnim wieku 22,46 roku i średnim wskaźniku masy ciała 21,10. To próba niekliniczna, wyłącznie żeńska i wielkomiejska, co ogranicza możliwość odnoszenia do niej wyników mężczyzn, osób starszych oraz grup klinicznych. Wynik nigdy nie jest diagnozą zaburzenia odżywiania – rozpoznanie wymaga oceny klinicznej.
Mocne strony i ograniczenia
Mocne strony
- •Bezpłatnie dostępny polski arkusz w pełnej postaci (część A i część B) w otwartym pliku PDF na stronie współautora adaptacji, bez opłat licencyjnych
- •Najlepiej przebadane narzędzie przesiewowe w tym obszarze na świecie, z ogromną literaturą porównawczą i wersjami w wielu językach
- •Dobrze zweryfikowany psychometrycznie w polskiej próbie: model bi-czynnikowy o bardzo dobrym dopasowaniu (CFI 0,972; TLI 0,957; RMSEA 0,042) i zadowalających rzetelnościach (0,70-0,86)
- •Trzy niezależne kryteria kierowania na konsultację (wynik części A, zachowania z części B, niska masa ciała), dzięki czemu narzędzie wychwytuje także osoby zaprzeczające objawom w części opisowej
Ograniczenia
- •Klasyczne trzy podskale Garnera nie zreplikowały się w polskiej próbie nieklinicznej, więc w polskich pracach nie należy ich stosować jako niezależnych wskaźników
- •Polska analiza objęła wyłącznie kobiety z trzech dużych miast (N = 617), głównie uczennice i studentki, co ogranicza odnoszenie wyników do mężczyzn, osób starszych i grup klinicznych
- •Punkt odcięcia 20 punktów pochodzi z zasad oryginalnych, a nie z polskiej walidacji, i nie został zweryfikowany na polskiej próbie
- •Wysoka podatność na zaprzeczanie: osoby z zaawansowanymi zaburzeniami odżywiania często minimalizują objawy w samoopisie, przez co wynik części A bywa fałszywie niski
- •Nietypowy sposób punktowania (rekodowanie z sześciostopniowej skali na wartości 3-2-1-0) jest źródłem bardzo częstych błędów obliczeniowych w pracach studenckich
Budowa
- Liczba pozycji
- 26
- Format odpowiedzi
- część A: 26 stwierdzeń na skali 6-stopniowej (polski arkusz: 1 = nigdy ... 6 = zawsze); część B: pytania behawioralne A-D (częstość zachowań w ostatnich 6 miesiącach) i E-F (tak/nie)
- Wersje
- oryginał angielski (Garner i in., 1982)
- polska adaptacja (Rogoza, Brytek-Matera, Garner, 2016) - darmowy arkusz PDF
Podskale
Ogólny czynnik nieprawidłowych nawyków jedzeniowych (bi-factor)
- Alfa Cronbacha: 0,80
Presja społeczna (Social pressure)
- Pozycje: 8, 13, 20
- Alfa Cronbacha: 0,77
Świadomość żywieniowa (Food awareness)
- Pozycje: 6, 7, 16, 17
- Alfa Cronbacha: 0,82
Zachowania przeczyszczające (Purging behaviors / Bulimia)
- Pozycje: 9, 25
- Alfa Cronbacha: 0,70
Zaabsorbowanie jedzeniem (Food preoccupation)
- Pozycje: 3, 4, 18, 21
- Alfa Cronbacha: 0,86
Obliczanie wyników
- Metoda
- w oryginale Garnera odpowiedzi rekodowane: trzy najbardziej symptomatyczne kategorie = 3, 2, 1, pozostałe = 0 (pozycja 26 punktowana odwrotnie); suma 26 pozycji daje wynik ogólny
- Zakres wyniku
- 0–78
- Pozycje odwrócone
- 26
- Uwagi
- Punkt odcięcia oryginalny: wynik >=20 wskazuje na potrzebę konsultacji specjalistycznej (wg zasad D. Garnera, eat-26.com); dodatkowo kryteria behawioralne części B i niski BMI stanowią niezależne wskazania do konsultacji. Polska analiza (2016) nie wyznaczała odrębnego polskiego punktu odcięcia.
Jak policzyć wynik
Krok 1: zrekoduj odpowiedzi części A. To najważniejszy i najczęściej mylony etap. Nie sumuj wartości ze skali 1-6 z arkusza. Punkty otrzymują wyłącznie trzy najbardziej symptomatyczne kategorie odpowiedzi: najbardziej symptomatyczna daje 3 punkty, kolejna 2, następna 1, a trzy pozostałe kategorie po 0 punktów. Dzięki temu osoba odpowiadająca w zakresie normalnym uzyskuje zero, a wynik rośnie tylko przy odpowiedziach patologicznych. Bezpośrednie zsumowanie etykiet skali daje zakres 26-156 zamiast 0-78 i całkowicie unieważnia porównanie z punktem odcięcia – to najczęstszy błąd w pracach z użyciem tego narzędzia.
Krok 2: odwróć pozycję 26. Jest to jedyna pozycja sformułowana w kierunku przeciwnym, więc przed rekodowaniem trzeba odwrócić kierunek jej skali. Pominięcie tego kroku zaniża wynik i obniża rzetelność w analizie.
Krok 3: zsumuj punkty części A i odczytaj wynik. Zakres wynosi 0-78. Wynik 20 punktów i wyższy oznacza wskazanie do konsultacji specjalistycznej. Przy pojedynczych brakach danych podstawia się średnią z pozostałych pozycji, ale przy większej liczbie braków obserwację lepiej wyłączyć. Jeśli analizujesz czynniki specyficzne z polskiego modelu bi-czynnikowego, pamiętaj, że obejmują one tylko trzynaście pozycji, a nie wszystkie dwadzieścia sześć, i że nie mają własnych punktów odcięcia.
Krok 4: przeanalizuj część B osobno i unikaj typowych błędów. Odpowiedzi z części B nie wchodzą do sumy punktów – stanowią niezależne kryterium. Potwierdzenie któregokolwiek z zachowań objawowych (napady objadania się, prowokowanie wymiotów, środki przeczyszczające, intensywne ćwiczenia w celu kontroli wagi, leczenie w przeszłości) jest samodzielnym wskazaniem do konsultacji, nawet gdy wynik części A wynosi zero. Trzecim niezależnym kryterium jest niska masa ciała, więc w badaniu warto zebrać dane o wzroście i wadze. Pozostałe częste błędy to: dodawanie punktów części B do wyniku ogólnego, stosowanie klasycznych podskal Garnera jako niezależnych wskaźników w polskiej próbie (nie zreplikowały się) oraz przedstawianie wyniku powyżej progu jako rozpoznania zaburzenia odżywiania zamiast jako wskazania do dalszej diagnostyki.
Kalkulator wyniku
Wynik ma charakter poglądowy i edukacyjny – nie jest diagnozą. Interpretacja kliniczna wymaga specjalisty i pełnego kontekstu badania. Punktacja oryginalna Garnera: trzy najbardziej symptomatyczne kategorie = 3, 2, 1, pozostałe = 0 (pozycja 26 punktowana odwrotnie). źródło progów
Normy
- Typ norm
- punkt odcięcia (oryginalny >=20 pkt)
- Interpretacja
- wynik >=20 pkt lub pozytywne kryteria behawioralne = wskazanie do konsultacji specjalistycznej; wynik nie jest diagnozą
- Próba normalizacyjna
- polska analiza psychometryczna: N = 617 kobiet (uczennice szkół średnich i studentki z trzech dużych miast; średni wiek 22,46, SD = 3,85; średnie BMI 21,10)
Psychometria
- Alfa Cronbacha
- czynnik ogólny: 0,80
- Presja społeczna: 0,77
- Świadomość żywieniowa: 0,82
- Zachowania przeczyszczające: 0,70
- Zaabsorbowanie jedzeniem: 0,86
- Trafność
- bi-czynnikowa CFA (Rogoza i in., 2016): model 13-itemowy z czynnikiem ogólnym i 4 czynnikami specyficznymi o doskonałym dopasowaniu (CFI = 0,972; TLI = 0,957; RMSEA = 0,042)
Dostępność
- Typ
- Darmowy
- Zgoda autora / licencja
- polski arkusz: 'Tłumaczenie i adaptacja za zezwoleniem' (copyright na arkuszu); oryginał wg eat-26.com bezpłatnie z podaniem źródła
English version(kliknij, aby rozwinąć)
- Name
- Eating Attitudes Test-26 (EAT-26)
- Construct
- Attitudes and behaviors related to eating (screening for eating disorders)
- Target group
- General population, adolescents and adults (screening for eating disorder risk; not a diagnostic tool)
- Response format
- Part A: 26 statements on a 6-point scale (Polish sheet: 1 = never ... 6 = always); part B: behavioral questions A-D (frequency of behaviors over the past 6 months) and E-F (yes/no)
- Scoring
- In Garner's original the responses are recoded: the three most symptomatic categories = 3, 2, 1, the rest = 0 (item 26 reverse-scored); the sum of the 26 items yields the total score, range 0-78
- Norms / interpretation
- Original cut-off: a score >= 20 or positive behavioral criteria (part B) indicate the need for specialist consultation; the score is not a diagnosis; low BMI is an independent indication for consultation; the Polish analysis (2016) did not establish a separate Polish cut-off
- Normative sample
- Polish psychometric analysis: N = 617 women (secondary school and university students from three large cities; mean age 22.46, SD = 3.85; mean BMI 21.10)
- Procedure
- Self-report; individual or group administration
- Administration time
- Approx. 5-10 minutes
- Notes
- Questionnaire sheet in the article appendix: NO – but the full Polish sheet (parts A and B) is available as a separate free PDF on R. Rogoza's website. Alphas reported for the bi-factor model (13 items): general factor 0.80, Social pressure 0.77, Food awareness 0.82, Purging behaviors 0.70, Food preoccupation 0.86; bi-factor CFA with excellent fit (CFI = 0.972; TLI = 0.957; RMSEA = 0.042). Garner's classical 3 subscales (Dieting, Bulimia and food preoccupation, Oral control) were not replicated in the Polish non-clinical sample. The >= 20 cut-off comes from the original guidelines (eat-26.com), not from the Polish validation. Polish sheet: 'Translation and adaptation by permission' (copyright on the sheet); the original is distributed free with source attribution.
Numerical data (reliability, norms, pricing) are shared with the Polish entry above.
Wersja oryginalna (EN)
- Artykuł źródłowy
- https://doi.org/10.1017/S0033291700049163
- Arkusz angielski
- https://www.eat-26.com/downloads/
- Dostępność wersji EN
- arkusz i klucz darmowe u autora (D. Garner, eat-26.com) na warunkach autora – reprodukcja za zgodą przez formularz Permission; artykuł źródłowy (Psychological Medicine 1982) płatny
Podgląd arkusza
Arkusz jest dostępny u źródła: zobacz arkusz. Nie hostujemy kopii ze względu na brak jednoznacznej licencji redystrybucji.
Jak opisać w pracy dyplomowej
W rozdziale metodologicznym opisz: nazwę polską i oryginalną ze skrótem, autorów oryginału (Garner, Olmsted, Bohr, Garfinkel, 1982) oraz polskiej adaptacji i analizy psychometrycznej (Rogoza, Brytek-Matera, Garner, 2016), pochodzenie narzędzia jako skróconej wersji czterdziestopozycyjnego EAT, budowę dwuczęściową (26 stwierdzeń części A plus pytania behawioralne części B), sześciostopniową skalę odpowiedzi wraz z zasadą rekodowania na wartości 3-2-1-0, odwrócenie pozycji 26, zakres 0-78 oraz punkt odcięcia 20 punktów z wyraźnym zaznaczeniem, że pochodzi on z zasad oryginalnych, a nie z polskiej walidacji. Napisz też, czy stosowałaś lub stosowałeś część B i czy zbierałaś dane o masie ciała – pominięcie części B jest dopuszczalne, ale wtedy trzeba to uczciwie odnotować jako ograniczenie, bo rezygnujesz z dwóch z trzech kryteriów kierowania na konsultację.
W zakresie struktury czynnikowej zachowaj ostrożność i pisz o niej wprost. Klasyczny model trójczynnikowy Garnera nie zreplikował się w polskiej próbie nieklinicznej, dlatego domyślnie raportuj wynik ogólny. Jeśli chcesz analizować wymiary, oprzyj się na polskim modelu bi-czynnikowym (trzynaście pozycji, czynnik ogólny plus cztery czynniki specyficzne) i podaj jego wskaźniki dopasowania oraz rzetelności z artykułu (0,80 dla czynnika ogólnego, 0,70-0,86 dla specyficznych) obok wartości uzyskanych we własnej próbie. W wynikach raportuj średnią i odchylenie standardowe wyniku ogólnego, alfę Cronbacha własnej próby, odsetek osób powyżej progu 20 punktów oraz osobno odsetek osób spełniających kryteria behawioralne części B. Rozkład wyników w próbach nieklinicznych jest silnie prawoskośny, więc sprawdź normalność i rozważ testy nieparametryczne albo analizę na zmiennej dychotomizowanej. Przy porównaniach grup podawaj wielkości efektu, przy korelacjach współczynnik, istotność i liczebność.
Kwestie licencyjne: polski arkusz udostępniany jest bezpłatnie w pliku PDF na stronie współautora adaptacji, z adnotacją o tłumaczeniu i adaptacji za zezwoleniem, a oryginał rozpowszechniany jest przez autora na jego warunkach, z formularzem zgody na reprodukcję. Nie ma opłat, ale przy publikacji arkusza lub jego fragmentów wymagane jest uzyskanie zgody przez formularz na stronie autora. W pracy zacytuj oryginał i polską publikację psychometryczną. Etyka wymaga tu szczególnej uwagi: badanie dotyczy obszaru silnie obciążonego wstydem, a pytania o zachowania kompensacyjne mogą uruchamiać trudne reakcje. W informacji dla uczestników podaj kontakty do specjalistycznej pomocy, a przy badaniu młodzieży szkolnej uzyskaj zgodę opiekunów i uzgodnij z placówką tryb reagowania na wyniki alarmowe.
Kiedy nie stosować tego narzędzia
- •Jako podstawa rozpoznania zaburzenia odżywiania – narzędzie jest jednoznacznie przesiewowe, a wynik powyżej progu oznacza wskazanie do konsultacji, nie diagnozę
- •Do różnicowania typu zaburzenia odżywiania (anoreksja, bulimia, zaburzenie z napadami objadania się) – EAT-26 daje wskaźnik ogólnego nasilenia objawowych postaw, a nie profil diagnostyczny
- •U osób, które mają wyraźny interes w ukrywaniu objawów, na przykład w kwalifikacji do zawodu lub do sportu wyczynowego – zaprzeczanie objawom jest w tej grupie zaburzeń regułą, a nie wyjątkiem
- •W analizach opartych na klasycznych podskalach Garnera w polskiej próbie nieklinicznej – ta struktura nie została potwierdzona, więc wnioski o poszczególnych wymiarach byłyby nieuprawnione
- •Do monitorowania drobnych zmian w toku leczenia u osób już zdiagnozowanych – narzędzie ma charakter przesiewowy i sufit czułości; do oceny przebiegu leczenia właściwsze są narzędzia wielowymiarowe, takie jak EDI
Przykładowe tematy prac i pytania badawcze
- Postawy wobec jedzenia a obraz własnego ciała i samoocena u studentek
- Korzystanie z mediów społecznościowych i ekspozycja na treści dotyczące sylwetki a ryzyko zaburzeń odżywiania u młodych kobiet
- Perfekcjonizm jako predyktor nieprawidłowych postaw wobec jedzenia
- Ryzyko zaburzeń odżywiania wśród osób trenujących sporty sylwetkowe i wytrzymałościowe w porównaniu z osobami nietrenującymi
- Postawy wobec jedzenia u osób stosujących diety eliminacyjne (wegetariańskie i wegańskie) a motywacja do zmiany sposobu odżywiania
- Presja społeczna dotycząca wagi ze strony rodziny i rówieśników a nasilenie objawowych postaw wobec jedzenia u młodzieży
- Zgodność wskazań przesiewowych EAT-26 i SCOFF w tej samej próbie: co wnosi dłuższe narzędzie
- Nieprawidłowe postawy wobec jedzenia a poziom odczuwanego stresu i strategie radzenia sobie u studentek kierunków medycznych
Tematy mają charakter inspiracji. Ostateczny zakres pracy uzgodnij z promotorem.
Co pokazują badania
Pochodzenie narzędzia i klasyczna struktura
EAT-26 powstał jako skrócona wersja czterdziestopozycyjnego Testu Postaw wobec Jedzenia. Garner i współpracownicy wykazali, że wersja krótsza zachowuje właściwości psychometryczne oryginału, i zaproponowali trzy podskale: restrykcje żywieniowe, bulimię wraz z zaabsorbowaniem jedzeniem oraz kontrolę oralną. Ta struktura przez dekady stanowiła standard interpretacyjny w literaturze międzynarodowej.
źródłoPolska analiza psychometryczna i odrzucenie modelu trójczynnikowego
Na próbie 617 kobiet (uczennice szkół średnich i studentki z trzech dużych miast, średni wiek 22,46, średnie BMI 21,10) klasyczny model trójczynnikowy Garnera nie uzyskał zadowalającego dopasowania. Znacznie lepiej dane opisywał model bi-czynnikowy oparty na trzynastu pozycjach, z czynnikiem ogólnym i czterema czynnikami specyficznymi, o wskaźnikach CFI 0,972, TLI 0,957 i RMSEA 0,042. Rzetelności wyniosły 0,80 dla czynnika ogólnego oraz od 0,70 do 0,86 dla czynników specyficznych.
źródłoZasady kierowania na konsultację
Autor narzędzia formułuje trzy niezależne kryteria wskazania do konsultacji specjalistycznej: wynik 20 punktów lub więcej w części A, potwierdzenie zachowań objawowych w pytaniach behawioralnych części B dotyczących ostatnich sześciu miesięcy oraz niska masa ciała w odniesieniu do norm wiekowych. Spełnienie któregokolwiek z nich wystarcza, co oznacza, że osoby z niskim wynikiem części A, ale przyznające się do zachowań kompensacyjnych, również wymagają skierowania.
źródłoZmienność struktury czynnikowej między populacjami
Badania prowadzone w różnych grupach pokazują, że struktura czynnikowa narzędzia nie jest stabilna. Analizy porównujące próby kliniczne i niekliniczne nastolatek wykazały odmienne rozwiązania czynnikowe w obu grupach, a osobne badania nad wegetarianami i weganami wskazały na potrzebę ostrożnej interpretacji pozycji dotyczących unikania określonych pokarmów w tej populacji. Wniosek praktyczny: wynik ogólny jest wskaźnikiem najpewniejszym, a wnioski oparte na podskalach wymagają weryfikacji w danej grupie.
źródłoStosowanie w grupach o nietypowym sposobie odżywiania
Badania psychometryczne przeprowadzone wśród wegetarian i wegan wykazały, że część pozycji dotyczących unikania jedzenia i świadomości składu posiłków może u tych osób podnosić wynik bez związku z patologią, ponieważ opisuje zachowania wynikające z przyjętego światopoglądu żywieniowego. Przy badaniu takich grup zaleca się szczególną ostrożność w interpretacji i uzupełnienie przesiewu o wywiad dotyczący motywacji stojącej za wyborami żywieniowymi.
źródłoPodobne narzędzia
SCOFF (Kwestionariusz przesiewowy zaburzeń odżywiania)
Zaledwie pięć pytań z odpowiedziami tak lub nie, przeznaczonych do bardzo szybkiego przesiewu w gabinecie lekarskim. Znacznie krótszy, ale też znacznie mniej precyzyjny: nie daje wskaźnika nasilenia, tylko sygnał tak lub nie. Dobry wybór, gdy EAT-26 jest za długi na dane badanie.
EDI (Inwentarz Zaburzeń Odżywiania)
Znacznie obszerniejsze narzędzie wielowymiarowe tego samego autora, obejmujące poza postawami wobec jedzenia także wymiary osobowościowe powiązane z zaburzeniami odżywiania (perfekcjonizm, nieufność interpersonalna, poczucie nieskuteczności). Właściwy wybór, gdy potrzebny jest profil, a nie przesiew, oraz przy monitorowaniu leczenia.
ORTO-15 (Kwestionariusz ortoreksji)
Dotyczy odrębnego zjawiska: obsesyjnego dążenia do zdrowego odżywiania, a nie do szczupłości. Warto go dołożyć, gdy badasz osoby, u których nadmierna koncentracja na składzie i jakości jedzenia może być myląco wychwytywana przez wymiar świadomości żywieniowej EAT-26.
BSMAS (Bergeńska Skala Uzależnienia od Mediów Społecznościowych)
Nie mierzy postaw wobec jedzenia, ale jest częstym uzupełnieniem w badaniach nad wpływem treści dotyczących sylwetki w mediach społecznościowych na obraz ciała i zachowania żywieniowe młodych kobiet.
Bibliografia
- Garner, D. M., Olmsted, M. P., Bohr, Y., Garfinkel, P. E. (1982). The Eating Attitudes Test: psychometric features and clinical correlates. Psychological Medicine, 12(4), 871-878.
- Rogoza, R., Brytek-Matera, A., Garner, D. M. (2016). Analysis of the EAT-26 in a non-clinical sample. Archives of Psychiatry and Psychotherapy, 18(2), 54-58. doi: 10.12740/APP/63647
Źródła
- dokument źródłowydocs/baza_testow_v0.1.md
- repozytoriumhttps://www.radoslawrogoza.com/uploads/1/2/3/1/123141801/eat26pl.pdf
- artykuł open accesshttps://www.eat-26.com/wp-content/uploads/2022/08/2016-Rogoza-Brytek-Matera-Garner.pdf
- innehttps://www.eat-26.com/downloads/
- artykuł open accesshttps://doi.org/10.1017/S0033291700049163
- innehttps://www.mdpi.com/2072-6643/15/2/297
- innehttps://www.mdpi.com/2072-6643/15/19/4168
Uwagi
Artykuł OA polskiej analizy: Rogoza, Brytek-Matera, Garner (2016), Archives of Psychiatry and Psychotherapy 18(2), 54-58 (PDF: eat-26.com). Arkusz w aneksie artykułu: NIE - ale pełny polski arkusz (część A i B) jest osobnym darmowym PDF-em na stronie R. Rogozy. Alfy podane dla modelu bi-czynnikowego (13 pozycji); klasyczne 3 podskale Garnera (Dieting, Bulimia and food preoccupation, Oral control) nie zostały zreplikowane w polskiej próbie nieklinicznej. Punkt odcięcia >=20 pochodzi z zasad oryginalnych (eat-26.com), nie z polskiej walidacji.
Baza ma charakter informacyjny. Treści pozycji testowych i pełne normy podlegają prawom autorskim wydawców. Dane oznaczone [DO WERYFIKACJI] wymagają potwierdzenia w źródle pierwotnym. Ostatnia aktualizacja wpisu: 2026-07-19.