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Las infecciones de transmisión sexual (ITS), especialmente en la juventud, constituyen una preocupación de salud pública en el mundo debido a su alta incidencia. A finales del 2019 se estimaba que 38 millones de personas podrían haberse infectado con el VIH y que el 62 % de estas nuevas infecciones habrían ocurrido entre personas de 15 a 49 años que han tenido relaciones sexuales de riesgo (Organización Mundial de la Salud (OMS), 2021). También los embarazos no planeados, sobre todo entre niñas y jóvenes de 15 a 19 años, pueden conllevar un riesgo social. Ecuador se alza como el tercer país con la tasa más alta de embarazos en chicas de entre 10 y 19 años. Se estima, además, que el 89.9 % tuvo su primera relación sexual antes de los 15 años (Ministerio de Salud Pública de Ecuador, 2017).
A la luz de los modelos y teorías que explican las conductas preventivas de enfermedad o promotoras de salud (Ajzen & Fishbein, 1980; Bandura, 1995; Chrisler & McCreary, 2010; Fisher & Fisher, 1992; Ewart, 1991; Maiman & Becker, 1974) y de las variables que señalan como esenciales para entender la probabilidad de ejecución de estas conductas, en este artículo se revisan los resultados de investigaciones contextualizadas en países latinoamericanos. El objetivo es sustentar teórica y empíricamente los factores que guían la construcción de un instrumento de evaluación de las percepciones de riesgo y protección conectados con la sexualidad.
Estudios revelan datos sobre los hábitos y conductas sexuales de riesgo (CSR), en particular entre los adolescentes, jóvenes y jóvenes-adultos. En Brasil se encontró que de los participantes activos sexualmente (80 %), el 69.4 % había tenido más de una pareja sexual (Da Silva et al., 2018). En Colombia, se indica que el 87 % ha participado en comportamientos sexuales de riesgo (Badillo-Viloria et al., 2020). En Ecuador, los jóvenes evaluados identificaron como CSR el uso inconsistente del preservativo y combinar el alcohol con las relaciones sexuales (25 %, Robles & Espinel, 2017).
Las creencias también tienen un papel fundamental en la percepción del riesgo sobre las conductas sexuales. En concreto, la percepción de vulnerabilidad a enfermar (Saura et al., 2019) predice una menor ejecución de conductas de riesgo, puesto que la asociación entre las actitudes respecto al sexo y los hábitos conductuales es consistente (e.g., Prieto-Ursúa et al., 2020; Sierra et al., 2020).
La información y conocimiento de los/las jóvenes sobre salud sexual y reproductiva y los antecedentes sexuales de la pareja son variables clave, de manera que a mayor nivel de conocimiento menor probabilidad de sufrir embarazos no planificados (Office of Disease Prevention and Health Promotion, 2020), incluso los estilos parentales negativos e información sobre sexualidad de los padres no promueven apertura al diálogo con sus hijos ITS (Pinheiro & De Assunção, 2020; Orcasita et al., 2018).
Como se desprende de lo anterior, las decisiones finales de los/las chicos/as sobre la adopción de conductas protectoras de la salud y preventivas de enfermedad depende de la interacción de múltiples factores. Por ello, ante la ausencia de un instrumento que recoja todas estas variables, los estudios sobre la temática han de usar diferentes escalas para medir actitudes hacia el alcohol, conductas de riesgo, autoeficacia o comunicación padres-adolescentes. Algunas de estas medidas de autoinforme son la “Escala de Actitudes frente al Alcohol y al Alcoholismo” de Vargas y Mota (2016); la “Escala de Autoeficacia para la Prevención del SIDA en Adolescentes” de López-Rosales y Moral de la Rubia (2001); el “Instrumento para la Evaluación de Variables Psicológicas y Comportamientos Sexuales de Riesgo en Jóvenes” de Piña et al. (2007) o el “Autoinforme para evaluar el riesgo de infección y cambio comportamental” de Gil-Llario et al. (2019). Asimismo, la mayoría de los instrumentos existentes se han validado con adolescentes, de forma que los resultados de las investigaciones pueden generalizarse solo a esta población a pesar de que los adultos jóvenes, como indican las estadísticas, se ven también afectados por problemas de salud relacionados con la sexualidad (OMS, 2020).
El propósito del presente estudio fue diseñar y validar un instrumento para evaluar las percepciones de jóvenes sobre qué tipo de conductas y actitudes en torno al sexo son de riesgo o protectoras para la salud. Además, el estudio responde a la necesidad de contar con instrumentos psicométricamente adecuados y culturalmente adaptados al contexto ecuatoriano. Para ello, se parte de la consideración de que los elementos cognitivo-perceptivos pueden influir, mediante la valoración subjetiva de las creencias, en la aceptación de conductas saludables (Soto et al., 1997).
Método
Participantes
Participaron 1822 estudiantes, 40.7 % hombres y 59.3 % mujeres, pertenecientes a cinco universidades ecuatorianas. Las edades oscilaron entre los 16 y 25 años (M = 20.02, DT = 2.04). Previamente se obtuvieron los consentimientos informados de los padres cuando los/las participantes eran menores de edad.
Se empleó la técnica de muestreo no probabilístico (Otzen & Manterola, 2017). En cuanto a los estudios de grado que cursaban, el 49.9 % estaba en carreras de ciencias de la salud, el 23.4 % en ciencias administrativas y el 26.7 % en ciencias agrarias. El 49.8 % provenía de zonas rurales (nhombres = 349, nmujeres = 558) y el 50.2 % de zonas urbanas (nhombres = 393, nmujeres = 552).
Procedimiento
Elaboración de la escala. Se realizaron diferentes pasos para la construcción de la “Escala de Percepción del Riesgo para Conducta Sexual” (Muñiz & Fonseca, 2019). Primero se elaboraron 30 ítems atendiendo a la literatura previa y la revisión de instrumentos relacionados con la temática, concretamente la “Escala de autoeficacia para la prevención del SIDA en Adolescentes” (López-Rosales & Moral de la Rubia, 2001) y el “Instrumento para la evaluación de variables psicológicas y comportamientos sexuales de riesgo en jóvenes” (Piña et al., 2007) cuyos ítems más representativos se adaptaron al contexto ecuatoriano, después de haber superado la revisión pertinente (ítems 1, 3, 5, 8, 9, 12, 15, 16, 23 e ítem 2, respectivamente). Los restantes 20 ítems se generaron teniendo en cuenta algunos de los factores que se han encontrado más relevantes en los comportamientos sexuales de riesgo (ver Introducción). En el escenario teórico, los ítems se agrupaban en cuatro factores que recogían información sobre los siguientes aspectos: (1) percepción del participante sobre el riesgo que conlleva la práctica de determinadas conductas sexuales (e.g., mantener relaciones sexuales por placer con desconocidos o bajo los efectos del alcohol); (2) percepción sobre el uso de preservativo en las relaciones sexuales (e.g., decisión sobre la utilización del preservativo o continuidad en su uso); (3) percepción de los participantes acerca del conocimiento sobre los antecedentes sexuales de la pareja como un elemento protector (e.g., preguntar a la pareja si ha tenido ITS o si ha usado preservativo en sus relaciones sexuales anteriores); y (4) percepción sobre el riesgo que acarrea proveerse de información sobre sexualidad en función de lo adecuado de la fuente (e.g., padres, profesorado, amistades o Internet).
El formato de respuesta fue tipo Likert con cinco opciones, siendo 1 “nada de acuerdo”, 2 “algo de acuerdo”, 3 “medio de acuerdo”, 4 “muy de acuerdo” y 5 “totalmente de acuerdo”.
A continuación, se desarrolló una revisión de los 30 ítems mediante un grupo de discusión conformado por estudiantes universitarios (Ávila Espada & García de la Hoz, 1999). Después de modificar los ítems que se identificaron con problemas en su comprensión, se procedió a aplicar la escala a una muestra piloto conformada por 39 estudiantes con similares características sociodemográficas. El resultado fue que el ítem 29 era similar al ítem 3. Finalmente, se sometió a juicio de expertos en la temática que realizaron un análisis de los mismos (Hernández et al., 2010). Tras todo este proceso, el ítem 29 se eliminó.
Validación de la escala. Para ejecutar la investigación cumpliendo principios éticos, se obtuvo la aprobación por escrito de las cinco instituciones universitarias participantes, así como también el consentimiento informado de los estudiantes garantizando la privacidad y confidencialidad de la información (American Psychological Association, 2017). Se expusieron los objetivos y procedimiento a seguir. El cuestionario se aplicó durante las horas de clase de manera grupal en un tiempo aproximado de 40 minutos. Alrededor de 60 días después se aplicó el instrumento de medida a una submuestra de 470 estudiantes de las universidades participantes con la finalidad de relacionar los resultados del test-retest. El procedimiento para la aplicación del cuestionario se realizó de la misma manera que en la primera administración (Figura 1).
Análisis de datos
Para el análisis de los datos se utilizó el paquete estadístico SPSS v25, AMOS v22 y EQS. Para hallar la validez de constructo se efectuó un análisis factorial exploratorio (AFE), previamente se aplicó el método de análisis de componentes principales mediante la extracción de factores para determinar cuáles explicaban la mayor parte de la varianza total. Después, la solución fue rotada para conseguir la mayor simplicidad e interpretabilidad (Thurstone, 1947). Se asumió el método de rotación ortogonal utilizando el criterio Varimax. Esta solución es ampliamente usada para factores independientes y cuando no hay un factor dominante (Lloret-Segura et al., 2014).
En el análisis factorial confirmatorio (AFC) se aplicó el método de máxima verosimilitud para probar el modelo resultante. Para la evaluación de la bondad de ajuste del modelo se emplearon como índices la raíz cuadrada media de error de aproximación (RMSEA, por su sigla en inglés), el índice de ajuste comparativo (CFI, por su sigla en inglés), el índice de ajuste normalizado (NFI, por su sigla en inglés) y el no normalizado (NNFI o TLI, por sus siglas en inglés). Un buen ajuste del modelo se puede obtener cuando los valores de la RMSEA son menores a .6, y los valores del CFI, TLI y NFI son superiores a .90, asimismo se establece que, valores entre .6 y .8 se consideran un ajuste moderado del modelo (Hu & Bentler, 1999; Little, 2013).
La fiabilidad fue examinada mediante la consistencia interna (Fortín & Nadeau, 1999). Se utilizó el alfa de Cronbach para escalas tipo Likert con respuestas de datos ordinales, basados en correlaciones policóricas (Zumbo et al., 2007). La técnica para la evaluación externa de la “Escala de Percepción del Riesgo para Conducta Sexual en jóvenes ecuatorianos” fue el análisis de la estabilidad (nivel de constancia y precisión de los resultados del instrumento o su reproducibilidad) para escalas (Supo & Zacarías, 2020), analizada a través de la técnica test-retest con una submuestra (Pólit & Hungler, 1999).
Resultados
Validez de constructo
Para analizar la estructura factorial se realizó un AFE en la muestra (N = 1822). Se verificó la adecuación de los datos previos al proceso de factorización mediante la prueba KMO = .903 y esfericidad de Bartlett (x2 = 29229.14; p < .001). Se eliminaron dos ítems por tener una saturación inferior a .40. Con base en el planteamiento teórico de los ítems, con los 27 ítems se preestablecieron cuatro factores para la estructura y se aplicó el modelo de extracción de factores con rotación ortogonal (Varimax). La varianza total explicada fue del 59.54 % de la estructura factorial. Las comunalidades de los ítems fueron superiores a .37. Las saturaciones fueron significativas y fluctuaron entre .49 y .85 como se puede observar en la Tabla 1. La estructura factorial de la “Escala de Percepción del Riesgo para Conducta Sexual en jóvenes ecuatorianos” quedó conformada por los factores que se explican a continuación (ver Apéndice con el instrumento final).
Tabla 1 Matriz de componentes de la “Escala de Percepción del Riesgo para Conducta Sexual en jóvenes ecuatorianos”
Nota: método de extracción: análisis de componentes principales. Método de rotación: Varimax con normalización Kaiser.
El factor 1, Percepción de Riesgo sobre Conductas Sexuales (ítems 1-11) explica el 31.96 % de la varianza total. Hace referencia a la apreciación o ideas que los/as chicos/as tienen sobre las relaciones sexuales y las conductas de riesgo, como el mantener relaciones sexuales con desconocidos o combinando el consumo de alcohol. Una vez invertido el ítem 10, una mayor puntuación indica que las personas evaluadas perciben con claridad que las prácticas sexuales de riesgo contenidas en el factor son una amenaza para su salud.
El factor 2, Percepción Sobre el Uso del Preservativo (ítems 12-19) explica el 13.94 % de la varianza, se relaciona con las creencias/percepciones de que el uso correcto del preservativo es importante y será útil para evitar situaciones de riesgo. Para interpretar la media los ítems 15-17 han de ser invertidos; como resultado, mayores puntuaciones indican una mayor percepción del uso del preservativo como protector.
El factor 3, Conocimiento de los Antecedentes Sexuales de la Pareja (ítems 20-23) explica el 7.66 % de la varianza y se refiere a la valoración que los/as jóvenes hacen de la actividad sexual en el entorno de la pareja como un factor de protección; es decir, en qué medida las conductas relacionadas con el conocimiento de las experiencias sexuales previas del (la) compañero/a o de uno mismo son percibidas como elementos promotores de la salud sexual.
Por último, el factor 4, Fuentes de Información sobre Sexualidad (ítems 24-27), explica el 5.97 % de la varianza y alude a la percepción del riesgo asociado a recibir información sobre sexualidad dependiendo de la fuente, como los padres/ madres, el profesorado, las amistades o a través de Internet.
El AFC se aplicó al modelo de cuatro factores preestablecido en el AFE, confirmando el vínculo entre sus factores, organizados en una dimensión global (Bentler, 1993). El modelo consideró el error asociado en cada indicador (R1, R2, R3, R4), en consecuencia, el factor global (PRS) está libre de errores de medida que, a su vez, se relaciona con cada indicador (Figura 2) (Herrero, 2010). La solución del modelo se considera un ajuste moderado (Hu & Bentler, 1999; Little, 2013), X2 = 2766.28, p < .001; CFI = .92; TLI = .90; NFI = .91; RMSEA = .06.
Figura 2 Path diagram del modelo de cuatro factores de la “Escala de Percepción del Riesgo para Conducta Sexual en jóvenes ecuatorianos”, de 27 ítems (Número = 1822)
Debido a la influencia del género en la conducta de riesgo sexual, se llevó a cabo un análisis de invarianza factorial por género con la finalidad de verificar que las propiedades de medida del instrumento o de sus factores son independientes de las características de los grupos de participantes, en este caso de género (Tabla 2).
En la Tabla 3 se muestran las puntuaciones totales y de cada factor según el género de los y las participantes.
Análisis de la fiabilidad
La “Escala de Percepción del Riesgo para Conducta Sexual en jóvenes ecuatorianos” presentó una excelente fiabilidad (George & Mallery, 2003), siendo su alfa de Cronbach de .91. Los resultados del análisis de fiabilidad de los factores fueron desde aceptable hasta excelente. Concretamente, para la subescala “Percepción de Riesgo sobre Conductas Sexuales”, un α = .93; para la subescala “Percepción sobre el Uso de Preservativo”, α = .85; para la subescala “Conocimiento de los Antecedentes Sexuales de la Pareja”, α = .82 y de α= .75 para la subescala “Fuentes de Información sobre Sexualidad” (Tabla 4). El alfa ordinal para la escala total fue de α = .87.
Relación de los factores
Se observó una correlación positiva significativa (p < .001) entre los factores. Esto implicaba que los y las participantes tenían la capacidad de percibir de forma relacionada distintos factores de riesgo para su salud como son las prácticas sexuales de riesgo (factor 1) y la búsqueda de información sobre sexualidad de fuentes inadecuadas (factor 4). Asimismo, la relación positiva de los dos factores anteriores con el 2 (Percepción del Uso del Preservativo) y 3 (Conocimiento de los Antecedentes Sexuales de la Pareja) indica la asociación entre evaluar y percibir comportamientos como elementos que comprometen la salud y la percepción de las conductas que son protectoras de la salud. En cuanto a los resultados obtenidos entre los factores del estudio piloto (test) y la submuestra (retest) mostraron correlación significativa positiva (r =.90, p < .001).
Evaluación test-retest
La submuestra extraída de la principal constó de 470 participantes. Considerando que el instrumento evalúa aspectos psicológicos como la percepción, se estimó un tiempo entre mediciones de 60 días para disminuir el sesgo por accesibilidad a la repetición de la prueba o el recuerdo de las respuestas de la primera cumplimentación (Pólit & Hungler, 1999). Se utilizó el índice Rho de Spearman para variables ordinales (Fortín & Nadeau, 1999) obteniendo elevada estabilidad del instrumento (r = .968, p < .001).
Análisis de regresión
Se realizó un análisis de regresión lineal para determinar si la “Escala de Percepción del Riesgo para Conducta Sexual en jóvenes ecuatorianos” podía predecir los factores que la componen. Para el primer modelo de regresión se emplearon las puntuaciones totales del test-retest. Como variable dependiente del retest y como variable independiente de la submuestra del estudio piloto. El resumen del modelo planteado fue significativo, R2 = .922, F (470) = 5577.713, p < .001 (Tabla 5). El modelo explicaba el 92.2 % de la varianza total de la escala, lo que indica que esta puede predecir los cuatro factores que la conforman. En el segundo modelo de regresión se incluyeron los cuatro factores como variables independientes y la puntuación total del retest como variable dependiente. Los resultados fueron significativos, R2 = .923, F (470) = 1398.306, p < .001. Finalmente se analizó cada uno de los factores, siendo sus resultados significativos. Cuando se analizó el factor Percepción de Riesgo sobre Conductas Sexuales (variable dependiente) y Percepción sobre el Uso del Preservativo (variable independiente), R2 = .212, F (470) = 126.121, p < .001, este modelo explicaba el 21.2 % de la varianza global, siendo el más potente del modelo. Sin embargo, cuando el modelo incorporaba los factores de Percepción de riesgo sobre conductas sexuales y el Conocimiento sobre los antecedentes sexuales de la pareja, R2 = .134, F (470) = 72.116, p < .001, solo explicaba el 13.4 % de la varianza total. La tercera posibilidad explorada, contemplaba un modelo en el que se introducían como VD los factores Percepción de riesgo sobre conductas sexuales y como VI las Fuentes de información sobre sexualidad, R2 = .085, F (470) = 43.741, p < .001; este modelo explicaba solo un 8.5 % de la varianza total (Tabla 5).
Discusión
La “Escala de Percepción del Riesgo para Conducta Sexual en jóvenes ecuatorianos” emergió ante la inexistencia de un instrumento validado en el contexto ecuatoriano para la población de jóvenes. Asimismo, el instrumento se diseñó para que pudiera evaluar varios factores que se han mostrado implicados en la realización de CSR o de protección para la salud (e.g., Kasen et al., 1992; López-Rosales & Moral de la Rubia, 2001). El AFE determinó la estructura factorial quedando una escala con cuatro factores y 27 ítems: factor 1. Percepción de Riesgo sobre Conductas Sexuales (11 ítems); factor 2. Percepción sobre el Uso de Preservativo (8 ítems); factor 3. Conocimiento de los Antecedentes Sexuales de la Pareja (4 ítems) y factor 4. Fuentes de Información sobre Sexualidad (4 ítems). El AFC corroboró la estructura factorial definida demostrando un ajuste moderado del modelo (Hu & Bentler, 1999; Little, 2013) que se mantenía constante en los dos géneros, a pesar de que existían diferencias entre hombres y mujeres, tanto en la escala total como en la percepción del riesgo sexual y la información sobre sexualidad. El análisis de criterio externo informó sobre puntuaciones altas, lo que evidencia una buena evaluación del instrumento (Carvajal et al., 2011). Se obtuvo una elevada estabilidad, lo que avala la confiabilidad del mismo. En el análisis de fiabilidad se observa que el alfa de Cronbach es excelente para la escala total, y los factores fluctúan entre excelente y aceptable (George & Mallery, 2003), en consecuencia, la consistencia interna de la escala se considera apropiada.
En este estudio se identificaron los factores de riesgo (ítems 1 al 11) y los factores protectores (ítems 12 al 27) estableciéndose, además, relaciones directas entre sus componentes. Es así que, a mayor información sobre sexualidad, mayor la aptitud para percibir los riesgos, conversar con la pareja sobre los antecedentes sexuales y una actitud positiva hacia el uso de preservativo. Igualmente, tener más conocimiento sobre los antecedentes sexuales de la pareja promoverá mayor capacidad para percibir el riesgo y usar preservativo.
Las CSR como el inicio temprano de las relaciones sexuales y sin protección y el nivel de conocimientos sobre temas de sexualidad (Carrión et al., 2020) corroboran la necesidad del empoderamiento del rol de padres, profesores y personal de salud con formación en educación sexual, centrada en el desarrollo de habilidades específicas cognitivo-sociales y conductuales, que fortalezcan la capacidad de percibir los riesgos e identificar correctamente los factores de protección (Gutiérrez et al., 2021; Gutiérrez-Suárez et al., 2021), lo que permitirá a los/as chicos/as una doble protección, teniendo como posibilidad: (1) chicos/as de alta vulnerabilidad que no identifican los factores de riesgo ni los factores de protección (puntuaciones bajas en los cuatro factores); (2) chicos/as con vulnerabilidad media que identifiquen factores de riesgo, pero no realicen conductas de protección; (3) chicos/as con vulnerabilidad media que no identifiquen factores de riesgo, pero sí realicen conductas de protección; (4) chicos/as con baja o nula vulnerabilidad que identifiquen ambos factores y, por lo tanto, tengan una conducta más saludable.
El estudio no está exento de limitaciones. Una fundamental fue la no inclusión de otros instrumentos de evaluación que imposibilita el análisis convergente y discriminante. Para subsanar en la medida de lo posible este déficit se aplicó un análisis de la estabilidad del instrumento mediante test-retest. En estudios futuros sería interesante aportar el análisis de otros ítems y medidas relacionados con el constructo como preferencia sexual, el sexting y el abuso online (Chacón-López et al., 2019; Villora et al., 2019), así como analizar el lazo entre las percepciones evaluadas con la escala y los hábitos sexuales (de protección o de riesgo).
Conclusiones
A pesar de las limitaciones, se concluye que este estudio contribuye con una herramienta fiable y válida a la evaluación de la capacidad de los adolescentes y jóvenes de discernir sobre qué conductas en el marco de la sexualidad podrían suponer un riesgo o una protección para su salud (física, psicológica o social). Tener conocimiento sobre estas percepciones puede ser la base para generar intervenciones psicoeducativas que minimicen los mitos y distorsiones, aumenten la percepción de vulnerabilidad y favorezcan la toma de decisiones asertivas y la autoeficacia (Alfonso et al., 2019; Gras et al., 2018). Asimismo, disponer de este cuestionario validado puede facilitar acciones destinadas a prevenir problemas derivados de la realización de las CSR, como la impartición de talleres de educación sexual o el diseño de programas preventivos1.
