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En la investigación sobre salud en Perú, un planteamiento constante es la brecha en la atención de la salud mental. La Organización Mundial de la Salud Mental (OMS) 1 define la salud mental como un estado de bienestar global que permite a las personas realizarse, superar las dificultades propias de la vida y trabajar fructíferamente para contribuir a su comunidad. Entonces, la salud mental disminuida implicaría graves consecuencias en la productividad de los individuos, y ocasionaría un problema de salud pública de carácter psicosocial.
En el Perú, la alta prevalencia y cronicidad de los trastornos neuropsiquiátricos representa la primera causa de carga de enfermedad 2. Un estudio realizado en cinco ciudades del Perú (entre 2004 y 2005) 3, reportó que el 29 % de la población ha presentado algún trastorno mental en su vida; el grupo más frecuente es el de trastornos de ansiedad, seguido por los del estado de ánimo, control de impulsos y uso de sustancias. Cifras similares son documentadas por estudios epidemiológicos hechos en varios ámbitos regionales peruanos por el Instituto Nacional de Salud Mental (INSM) entre los años 2002-2004 4.
La adolescencia representa al grupo etario con la mayor población habitada 5. En relación con los trastornos mentales, son uno de los factores que contribuyen a la conducta suicida de este grupo; se estima que el trastorno depresivo es el factor de riesgo más relevante, pues alcanza el 69%, y es más significativo en mujeres que varones 6. En nuestro país, se señala que más del 90 % de personas no llegan a acceder a tratamientos oportunos 7, un problema que se agrava si no existen herramientas de evaluación de la salud mental que presenten un buen balance de costos y beneficios. Esto provoca que las necesidades de nuestros adolescentes no se encuentran cubiertas en su totalidad 5.
En concordancia con lo sugerido, la OMS 1 plantea estrategias para disminuir la brecha de atención en salud mental, como la integración de servicios especializados con los establecidos en atención primaria, incluyendo al personal de salud no especializado en la ejecución de tamizajes y diagnósticos. Entonces, para conseguir la implementación oportuna tratamientos adecuados se debe contar con instrumentos de tamizaje psicométricamente apropiados. En el país (Perú), la base de datos de instrumentos del INSM 4 carece de pruebas que estimen la salud mental y que puedan emplearse válida y eficientemente. Una opción recomendable parece ser el MHI-5 (Mental Health Inventory 5) 8, que ha sido validado en varios países, por ejemplo, Japón 9, China 10, Reino Unido 11, Portugal 12, Países Bajos 13, Dinamarca 14, Noruega 15, y en Latinoamérica, como Brasil 16 y México 17.
Se usa frecuentemente en investigaciones con diferentes grupos etarios (incluyendo adolescentes) y contextos culturales 11,16. Su aplicación es fácil y no requiere de un clínico para obtener los puntajes y aplicar un punto de corte; es parsimonioso y sencillo de completar 17, lo que ahorra tiempo y recursos económicos, especialmente en aplicaciones masivas. Ha resultado eficiente en la detección de trastornos afectivos 9,10,11,14,16,17,18 y ansiosos 13, comparado con instrumentos más extensos 11. El contenido de los ítems del MHI-5 incluye algunas dimensiones relevantes para la salud mental, relacionadas con la ansiedad, depresión, autorregulación comportamental y emocional, y bienestar psicológico 11 que, en conjunto, dan una amplia cobertura de sintomatología para personas sensibles a la presencia de problemas de salud mental.
Dado que los adolescentes son un grupo que se enfrenta a diversos problemas psicosociales que pueden afectar su salud mental 5 y que, aparentemente aún no hay estudios publicados sobre las propiedades psicométricas del MHI-5 en peruanos y menos aún en adolescentes, el objetivo de este estudio es realizar una evaluación preliminar de las propiedades psicométricas en una muestra de adolescentes estudiantes de educación regular del nivel secundaria. Por tanto, el presente estudio se enfocará en la estructura interna del MH15, por ser esta propiedad una condición necesaria para completar el resto de las evidencias de validez (por ejemplo, relación con criterios externos, sensibilidad diagnóstica, etc.). Esta investigación toma en cuenta que, en los estudios previos del MHI-5 con adolescentes, e incluso en adultos, se aplicaron principalmente enfoques exploratorios para evaluar la estructura interna; pero este método no evalúa el posible efecto de la orientación negativa del contenido de los ítems; este es un problema que ha sido detectado y examinado con metodología confirmatoria y no exploratoria 19 en la evaluación de la estructura interna de instrumentos que contienen ítems directos e invertidos respecto a su contenido. Para afrontar esta situación, nuestro estudio aplicará el enfoque confirmatorio dentro del modelamiento de ecuaciones estructurales.
MÉTODOS
El diseño del estudio fue transversal; la muestra fueron 75 participantes adolescentes (32 mujeres, 43 varones) de una institución educativa pública de educación regular, ubicada en la zona urbana del distrito de Casma (provincia de Lima, Perú). La institución fue elegida intencionalmente por accesibilidad con los investigadores y autorización otorgada por la institución. Los adolescentes seleccionados fueron elegidos aleatoriamente de sus salones de clase, desde 1° al 5° año de secundaria; firmaron un formulario de consentimiento informado como condición para su participación. La elegibilidad de los estudiantes consistió, primero, en aceptar participar voluntariamente y estar presentes durante la aplicación del instrumento.
Se aplicó el Inventario de Salud Mental 5 (MHI-5) 8, el cual representa la forma corta de una de las ocho dimensiones que compone el SH-36 20. Consta de 5 ítems que fueron seleccionados con base en su capacidad psicométrica para producir puntajes equivalentes al puntaje obtenido desde su forma larga 17. Puede aplicarse para la población en general adulta y adolescente. Se puntúa con una escala de respuesta ordinal de 6 puntos (desde "todo el tiempo" a "nunca"); los puntajes a dos de sus ítems deben ser invertidos antes de calcular el puntaje total.
Para el análisis estadístico, se aplicó un enfoque confirmatorio de análisis factorial, mediante el modelamiento de ecuaciones estructurales 21, un procedimiento que permite probar directamente y con alta flexibilidad alguna hipótesis sobre la estructura interna del MH15. Se usaron indicadores de ajuste (RMSEA<0.05, CFK0.95 y SRMR<0.05) derivados del estadístico de bondad de ajuste corregido SB-X221. Se usó el programa EQS 6.2 21.
RESULTADOS
La tasa de respuesta a los ítems fue completa, y no se requirió imputar los valores perdidos. En la Tabla 1 se presentan los estadísticos descriptivos de los ítems, en que se observa que la amplitud de respuesta es similar, pues la máxima y mínima opción de respuesta tienden a ser utilizadas por los participantes. También se muestra que las respuestas promedio y la dispersión son similares en todos los ítems, aunque los ítems con contenido opuesto (ítems 2 y 4) tienden a mostrar ligeramente mayor dispersión que los demás. En estos ítems, los coeficientes de asimetría son de menor magnitud. En conjunto, los ítems aparentan producir respuestas homogéneas excepto leves discrepancias en los ítems fraseados opuestamente.
Tabla 1 Estadísticos descriptivos de los ítems del MHI-5
| Min | Max | M | DE | Asimetría | Curtosis | |
| Item 1 | 1 | 6. | 4.5 | 1.1 | -1.3 | 1.3 -0.7 |
| Ítem 2r* | 1. | 6. | 3.5 | 1.3 | 0.1 | |
| Item 3 | 2. | 6. | 4.5 | 1.1 | -0.8 | 0.0 |
| Ítem 4r* | 2. | 6. | 4.0 | 1.2 | -0.2 | -0.9 |
| Item 5 | 1. | 6. | 4.7 | 1.1 | -0.9 | 1.2 |
| MHI5 total | 7. | 30. | 21.0 | 4.2 | -0.5 | 1.0 |
Nota. *Ítems con contenido opuesto al resto de los ítems. M: media. DE: desviación estándar. Min: valor mínimo obtenido.
Max: valor máximo obtenido.
Respecto a la estructura interna del MH15, los resultados se presentan en la Tabla 2. Primero se probó una estructura unidimensional, con la que se halló un pobre ajuste, pues no alcanzaron los criterios de los coeficientes de ajuste; estos resultados sugirieron que existen parámetros mal especificados o que no han sido considerados en el modelo.
Tabla 2 Análisis de la estructura interna
| Unidimensional | Dos factores correlacionados | Unidimensional con factor de método | ||||||||
| F | H2 | F1 | F2 | H2 | F1 | Fm | ||||
| MHI1 | .59 | .34 | .58 | - | .34 | .59 | - | .35 | ||
| MHI2r | .42 | .18 | - | .61 | .37 | .38 | .66 | .58 | ||
| MHI3 | .78 | .61 | .76 | - | .58 | .78 | - | .60 | ||
| MHI4r | .40 | .16 | - | .77 | .60 | .36 | .50 | .39 | ||
| MHI5 | .83 | .69 | .87 | - | .75 | .85 | - | .72 | ||
| Ajuste de modelos de medición valuados | ||||||||||
| SB-χ2 (gl) | 12.47 (5) | 10.86 (5) | 0.99 (10) | |||||||
| CFI | 0.88 | 0.90 | 1.00 | |||||||
| RMSEA | 0.14 | 0.12 | 0.00 | |||||||
| SRMR | 0.08 | 0.18 | 0.02 | |||||||
Nota. F, F1, F2: factor estimado. H2: monto de varianza del ítem. Fm: factor del método (con los ítems de codificación inversa). SB-x2: Chi-cuadrado con modificación Satorra- Btlener.
El segundo modelo evaluado fue el de dos factores, para verificar si los ítems cuyos puntajes invertidos (ítems 2 y 4) pueden formar un factor interpretable y separado del resto. Con el ajuste, este modelo superó al anterior, pero los resultados aún fueron pobres y, por lo tanto, no satisfactorios. El modelo final especificó un factor relacionado con la única dimensión que mide el MHI-5 y otro factor que contribuye a explicar la varianza de los ítems fraseados en sentido contrario; esta propuesta corresponde a una metodología recomendada para evaluar la varianza o efecto del método 19. Los indicadores de ajuste fueron muy buenos y, por lo tanto, este modelo se acepta como representativo a los datos en la presente muestra. La consistencia interna, evaluada por el coeficiente α, fue 0,746.
DISCUSIÓN
Los resultados del presente estudio muestran que el MHI-5 aplicado en adolescentes, mantiene sus propiedades métricas cuando se específica un factor que representa el efecto de la variabilidad de respuesta en los ítems que se califican inversamente. Esto sugiere que los adolescentes muestrea-dos pueden no seguir con facilidad la interpretación de ítems presentados en sentido opuesto a la variable de medición. Un enfoque exploratorio de análisis factorial no podría detectar directamente este problema, mientras que el enfoque confirmatorio aplicado aquí fue sensible a este problema, que no parece extraño en la literatura de medición 19. En cualquier situación, este resultado es interesante, pues parece que previamente no se ha considerado el problema sobre la validez del MHI-5. Con respecto a la confiabilidad, la magnitud alcanzada es adecuada considerando su brevedad, similitud con lo reportado en la literatura y la presencia del efecto del método detectado.
Nuestros hallazgos pueden ser utilizados como un antecedente para iniciar el desarrollo de estudios como los anteriormente citados. Especialmente, si se trata de un instrumento que parece adaptarse a diversos grupos etarios y contextos socioculturales, así como en espacios de trabajo e investigación clínica, educativa, organizacional y comunitaria. En esta etapa del estudio métrico sobre el MHI-5, los resultados obtenidos parecen ubicarlo como una herramienta potencial para la descentralización de los estudios en materia de salud mental en adolescentes. Efectivamente, un instrumento breve y de bajo costo de aplicación es una excelente opción para la producción de estudios epidemiológicos y la detección de problemas de salud mental 22. Su inserción en el nivel de atención primaria puede representar un impulso en el desarrollo de medidas de promoción y prevención en población adolescente.
Sin embargo, nuestros resultados deben ser interpretados en el marco preliminar que dio su origen y, por lo tanto, requieren verificar su replicabilidad en una muestra de mayor tamaño. A pesar de que el tamaño muestral no favorece la generalización de los resultados en la población de la cual se obtuvo la muestra, hacemos hincapié en uno de los objetivos del Plan Anual de Salud Mental 20132020 de la OMS 23; esto es, acerca de la necesidad de reforzar los sistemas de información y datos científicos e investigaciones sobre salud mental. Ya que son ingredientes básicos para un adecuado proceso de elaboración de políticas, planificación y evaluación en materia de salud mental. También se requerirá introducir estudios sobre la validez concurrente del MHI-5. Aunque se han reportado resultados satisfactorios sobre las relaciones esperados del MHI-5 con otras escalas evaluativas de la depresión y salud mental en otras partes del mundo 8,10-12,14,18, la generalización de estas correlaciones en adolescentes requiere contraste. Este contraste también debe incluir la valoración de su validez predictiva, dado que ha demostrado fuerte sensibilidad al cambio en la intervención terapéutica, al igual que en otros inventarios con mayor número de reactivos 17.
Considerando que la presencia de ítems fraseados en dirección opuesta parece producir variabilidad de respuesta en los adolescentes, es plausible que se requiera remover estos ítems y producir una versión del MHI-5 más breve y liberado de este potencial problema; o aplicar un método que controle este efecto cuando se use el puntaje total para la investigación o la práctica profesional. Esta última solución es más problemática, pues exige aplicar un método sofisticado como la metodología del modelamiento de ecuaciones estructurales 19,21. La falta de entrenamiento y práctica la convierten en una limitante y no en una opción. En conclusión, los resultados preliminares de MHI-5 en adolescentes son parcialmente favorables respecto a su dimensionalidad, y favorables en relación con la confiabilidad, y sirven como hipótesis de trabajo en los siguientes pasos para obtener evidencias de su validez respecto a su interpretación y uso ♦
