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Introducción
La Organización Mundial de la Salud (OMS) considera que la adolescencia se da entre los 10 y los 19 años, y la juventud, entre los 19 y los 25 años. En cuanto a los aspectos biológicos, intelectuales, emocionales o sociales, tanto adolescentes como jóvenes pueden no llevar el mismo ritmo madurativo, debido en algunos casos a la incidencia de momentos de estrés 1). De ahí que sea importante mencionar que cada uno de estos responde a las situaciones de la vida de una forma personal y única, por influencia de los diferentes factores de riesgo y protección presentes en su contexto más cercano.
La salud mental se presenta como un concepto colectivo, bajo el cual se cobija un conjunto de diferentes perspectivas. La OMS define la salud mental como un estado de bienestar en el cual el individuo es consciente de sus propias capacidades, puede afrontar las tensiones normales de la vida, puede trabajar de forma productiva y fructífera y es capaz de hacer una contribución a su comunidad 2. Se habla de salud mental en los ámbitos clínico, social y cultural; sin embargo, durante mucho tiempo se ha homologado el concepto de salud mental con el concepto de enfermedad mental, así que cuando se piensa y planifica en salud mental, las propuestas y proyecciones empiezan y terminan en la enfermedad mental.
En Chile, el estudio realizado por Vicente et al. mostró que más de un tercio de la población infantojuvenil tuvo algún trastorno psiquiátrico en un periodo de 12 meses 3. La prevalencia total para cualquier trastorno psiquiátrico considerando discapacidad psicosocial fue del 22.5 % 4. La presencia de patología se asocia con disfunción familiar, antecedente de psicopatología en la familia y no vivir con ambos padres, y la comorbilidad es un hallazgo en más del 25 °% de los casos. La mayoría de los niños y adolescentes con diagnóstico no reciben atención y hay una brecha asistencial del 66.6 °% para cualquier tipo de trastorno, que aumenta al 85 °% al considerar solo el sistema sanitario formal 4.
El término alfabetización en salud mental (ASM) se introdujo por primera vez en 1997. Su finalidad fue llamar la atención sobre un área desatendida. Mientras que el público sabe mucho sobre otros problemas de salud importantes, como el cáncer y enfermedades crónicas, carecen del mismo grado de conocimientos sobre los trastornos mentales 5. Un área relevante para la promoción y prevención de la salud mental es la ASM, que se centra en el conocimiento y las estrategias para obtener y mantener una buena salud mental, el conocimiento sobre los trastornos mentales y los tratamientos relacionados, las estrategias para disminuir el estigma y mejorar la eficacia de la búsqueda de ayuda 6.
La ASM en adolescentes escolarizados y jóvenes universitarios tiene importantes consecuencias para la identificación e intervención temprana de problemas de salud mental. La intervención temprana puede, a su vez, modificar la evolución de los trastornos mentales y conducir a resultados más favorables. Los estudios han demostrado que la atención temprana disminuye efectos sociales, educativos y vocacionales adversos, en personas con trastornos mentales 7.
A fines de la década de 1990, Jorm et al. dieron a conocer los resultados de una encuesta realizada en Australia, la primera de una serie sobre ASM (8). Para esta, usaron descripciones breves o viñetas basadas en el Manual diagnóstico y estadístico de los trastornos mentales de la Asociación Americana de Psiquiatría (DSM-IV) y la Décima Clasificación Internacional de Enfermedades de la OMS (CIE-10). Las viñetas describen los síntomas de personas con el diagnóstico de depresión y esquizofrenia. Tras leerlas, el encuestado respondía a unas preguntas para evaluar su ASM 9. De su investigación, los autores extrajeron dos conclusiones principales: la primera, la mayoría de los encuestados reconoció la presencia de algún tipo de dolencia mental; pero pocos asignaron la etiqueta diagnóstica "correcta", y la segunda, "el nivel de la ASM debe aumentarse" 8.
Como una de las pocas medidas de la ASM, la entrevista de viñeta ha sido la más utilizada. Posibilita comparar atributos entre individuos; sin embargo, no permite que se genere una puntuación total o de subescalas, lo que proporcionaría la capacidad de evaluar el nivel de la ASM de un individuo 10. Las dos razones principales por las cuales las escalas se componen de más de un ítem estadísticamente independiente son: primero, mientras mayor sea el número de ítems, potencialmente se tendrá un mayor número de puntuaciones totales y, por lo tanto, se tendrá una mayor precisión; segundo, mientras mayor sea el potencial número de aspectos de la misma variable que se evalúen, mayor será su potencial validez 11. O'Connor et al. mencionan que es una medida diseñada para evaluar una serie de atributos 10; requiere que esté diseñada como un inventario que cuenta con subescalas para medir cada una de las dimensiones que conforman un constructo, con lo cual es posible hacer comparaciones sobre cuál de estas dimensiones sería la que se requiere desarrollar para mejorar la ASM.
Wei ha hecho hincapié en la necesidad de desarrollar herramientas de ASM que abarquen todos los componentes relacionados con este constructo: conocimiento, estigma y búsqueda de ayuda, puesto que existen instrumentos para cada dimensión de forma separada 12. De ahí que sea importante examinar otras alternativas que generen una calificación total, dado que mientras mayor sea el potencial de número de aspectos de la misma variable que se evalúen, mayor será su potencial de validez 11.
El Test Mental Health & High School Curriculum Guide (TMHHSCG) es parte de la evaluación pre y postest de la Guía curricular de salud mental para educación secundaria, diseñado, desarrollado y aplicado por un equipo interdisciplinario de The Sun Life Financial Chair in Adolescent Mental Health (The Chair Team), establecido en 2006 y afiliado a Dalhousie University/IWK Health Center (Canadá), dirigidos por los investigadores Stan Kutcher y Yifeng Wei 13.
El TMHHSCG se ha utilizado en varios estudios, en múltiples entornos y poblaciones educativas en Canadá y varios otros países 14,15. Este instrumento mide este constructo a través de sus tres componentes principales: conocimiento sobre los trastornos mentales, estigma y búsqueda de ayuda para estos.
Son escasos los estudios que evalúan la ASM como un constructo multidimensional en Chile y países latinoamericanos. Algunos instrumentos miden por separado algunas de las dimensiones de la ASM. Por consiguiente, el objetivo de este estudio fue traducir, adaptar y validar el TMHHSCG al contexto cultural nacional en estudiantes de enseñanza media y estudiantes universitarios chilenos.
Materiales y métodos
Este diseño corresponde a la categoría de instrumental, cuyo objetivo fue traducir y adaptar una escala mediante una serie de pasos controlados y luego analizar sus propiedades psicométricas 16.
Participantes/muestra
El tipo de muestreo fue no probabilístico por conveniencia. Para calcular el tamaño de la muestra en un estudio instrumental se debía considerar el análisis factorial exploratorio (AFE) y el análisis factorial confirmatorio (AFC). Puesto que no existe un criterio o norma definitiva sobre el número de sujetos necesario, se revisó la literatura al respecto para llegar a un consenso 17. El tamaño de la muestra fue determinado por el número de ítems que se iba a evaluar, y se utilizó el criterio de 10 personas por ítem 18. A efectos de realizar un análisis de poder para demostrar la adecuación de la muestra, se utilizó la calculadora de poder para los estudios con SEM de Westland. Esta considera el tamaño del efecto, la significación y potencia, así como las variables latentes y observadas. Se usó un tamaño del efecto esperado de 0.3; un nivel de potencia estadística deseado, de 0.8; un número de variables latentes, de 5, y un número de variables observadas. El TMHHSCG cuenta con 48 ítems, y para este caso se determinó una muestra mínima de 480 estudiantes.
Se consideró como población a estudiantes de educación secundaria (enseñanza media en Chile) de primero y segundo grado de establecimientos públicos y particular subvencionado y a estudiantes de pregrado de una universidad pública chilena de diferentes carreras. La muestra estuvo compuesta por 454 estudiantes de educación secundaria, con una media de edad de 15.04 años, constituida por un 46.9 °% de mujeres y un 52.8 °% de hombres. La muestra de estudiantes de educación universitaria fue de 434, con una media de edad de 22.31, constituida por 337 mujeres (78 °%) y 97 hombres (22 °%). La muestra total fue de 888 estudiantes.
Instrumentos
Se aplicó una batería de instrumentos, incluyendo el TMHHSCG, un instrumento que permite medir la ASM, a través de tres secciones que incluyen los componentes principales del constructo: conocimiento sobre trastornos y salud mental, estigma hacia los trastornos mentales y búsqueda de ayuda cuando se presenta sintomatología de algún trastorno, esto es, buscar ayuda formal (profesionales de la salud) e informal (familiares y amigos).
La sección de conocimientos presenta respuestas dicotómicas (verdadero y falso) y las secciones de estigma y búsqueda de ayuda son de tipo Likert de 7 puntos, donde el valor mínimo es 1 (totalmente en desacuerdo) y el valor máximo es 7 (totalmente de acuerdo). El alfa de Cronbach para la consistencia interna es de 0.71 (conocimiento), es de 0.85 para la dimensión de estigma y es de 0.81 para búsqueda de ayuda 19,20.
Se aplicaron tres pruebas más, destinadas a identificar indicadores de validez de constructo y validez de criterio:
The Mental Health Literacy Scale (MHLS)21. Evalúa atributos de la ASM (conocimiento y estigma). Es una escala univariada de 35 ítems, en versión inglés, que presenta un alfa de Cronbach de 0.873. Aquí el test en ASM es el que más se acerca al TMHHSCG, por lo que se llevó a cabo el mismo procedimiento de adaptación cultural y de lenguaje. Para este estudio se eligieron 19 preguntas del total de la escala que tributan a la validez de criterio. La distribución de las preguntas quedó en 10 ítems sobre conocimientos de enfermedad mental, donde el valor mínimo 1 (muy improbable) muestra desconocimiento y el valor máximo 4 (muy probable) indica conocimiento sobre enfermedad mental, y 9 preguntas que se refieren a estigma. El valor mínimo 1 (totalmente en desacuerdo) indica menor estigma, y el valor máximo 5 (totalmente de acuerdo), mayor estigma.
Escala de Distancia Social (DS). La adaptación en una muestra chilena fue realizada por Grandón Fernández et al. 22. Esta escala evalúa las actitudes públicas hacia las personas con trastornos mentales graves y está compuesta por una viñeta que expone el caso de una persona con esquizofrenia, seguido de cinco reactivos en un formato de respuesta tipo Likert con cinco alternativas, que van desde nada de acuerdo a totalmente de acuerdo. Las preguntas indagan sobre distintas situaciones que varían en el grado de cercanía con el afectado. Está compuesta por dos factores: "cercanía e interacción social" e "intimidad y confianza".
La consistencia interna de cada uno de los factores alcanzó valores de alfa de Cronbach de 0.82 para el factor 1; de 0.75, para el factor 2, y de 0.78, para la escala total.
Cuestionario General de Búsqueda de Ayuda versión viñeta (GHSQ-V). Estudio de Olivari y Guzmán-González 23, quienes validaron la última versión de este cuestionario, esto es, la versión viñeta (GHSQ-V) de Wilson et al., en población adolescente y juvenil chilena 24. Está formado por 10 ítems que describen una serie de situaciones (viñetas) que vive un(a) adolescente, en las cuales podría requerir buscar ayuda tanto de familiares y amigos como de profesionales. Presenta una escala Likert de 7 puntos, que va desde muy poco probable hasta muy probable la intención de buscar ayuda en siete situaciones en que se presenta un trastorno mental. Está compuesta por 2 factores respecto a las fuentes de ayuda disponibles: fuentes informales y fuentes formales. La confiabilidad de los factores alcanzó valores alfa de Cronbach que oscilaron entre 0.87 y 0.75.
Procedimientos
El análisis psicométrico se realizó en tres etapas: 1) adaptación cultural y de lenguaje, cuyo objetivo fue conseguir que el instrumento resultante mantuviera la equivalencia semántica, idiomática, conceptual y experiencial con el cuestionario original 25. Este proceso tuvo las siguientes fases: traducción directa, síntesis de traducciones, traducción inversa (retrotraducción), consolidación por un comité de expertos para comparar versiones de origen y finales. Se aseguró que el cuestionario prefinal resultara comprensible para una persona escolarizada con conocimientos equivalentes a un individuo de 12 años 26. La última fase se refiere a la aplicabilidad/viabilidad, y permitió evaluar la calidad de la traducción y la adaptación cultural del cuestionario. Para ello, se realizaron entrevistas cognitivas a los estudiantes con la versión revisada. En esta primera versión adaptada, su aplicación estuvo destinada a verificar las propiedades psicométricas de la batería de instrumentos. 2) AFE y AFC, ya que los análisis factoriales permiten, a través de un conjunto de técnicas estadísticas, examinar la estructura de un instrumento identificando dimensiones que explican las correlaciones entre los ítems 27. Por último, 3) análisis de invarianza factorial como análisis multigrupo e invarianza de medición 28.
Este estudio fue revisado y aprobado por los comités de ética de la universidad de origen del estudio y la universidad donde se reclutó la muestra de estudiantes de pregrado. Para los estudiantes de secundaria se solicitaron las autorizaciones, primero, a directores a cargo de los colegios y, luego, a padres y apoderados, a través de la firma del consentimiento informado, y se entregó asentimientos a los estudiantes el día de la aplicación de la batería de instrumentos. De igual forma fue con los estudiantes universitarios, a quienes se les solicitó la firma del consentimiento informado antes de responder los instrumentos.
En los estudiantes de secundaria, los instrumentos se administraron en una sola sesión, en el horario regular de clases, en el establecimiento educacional, cautelando en todo momento la confidencialidad. En el caso de los estudiantes universitarios, la aplicación del TMHHSCG-CL se llevó a cabo a través de formulario digital en la plataforma Google Forms. Al ser un test en línea, la información y consentimiento informado se aceptaba y se desplegaba el test.
Análisis de datos
La validación fue la etapa siguiente a la adaptación transcultural. Consistió en comprobar las propiedades psicométricas del instrumento y asegurar la confiabilidad y validez.
Se llevaron a cabo dos estudios piloto. El primero con la versión adaptada del TMHHSCG-CL (en adelante CL para identificar la adaptación chilena) a una muestra de 249 estudiantes de secundaria de un establecimiento público. El segundo piloto con una segunda versión mejorada del test, a partir de los resultados del primer estudio, a una muestra de 205 de estudiantes de secundaria de un establecimiento particular subvencionado. Los análisis se realizaron por piloto y luego sobre una muestra total que incluyó la muestra de los jóvenes universitarios (n = 434).
Se comenzó por un análisis descriptivo, a través de una prueba de comparación de medias y desviación estándar. Luego se realizó un AFE de cada sección, donde se determinó el número de factores posibles usando el análisis paralelo de Horn, basado en un remuestreo no paramétrico de 5000 muestras bootstrapping, usando el percentil 95 29. Posteriormente, se utilizó un método iterativo para determinar los ítems que correspondían a cada factor, usando como reglas cargas factoriales superiores a 0.3 y factores con 3 o más ítems, a menos que se justificará un factor de dos ítems teóricamente. Como método de extracción se utilizaron mínimos cuadrados, y como rotación, oblimin.
La solución que resultó del AFE se probó mediante un AFC realizado sobre la segunda muestra (n = 434), que corresponde a los estudiantes universitarios. Este análisis permitió evaluar la adecuación de una estructura factorial propuesta, empleando distintos índices para evaluar el ajuste global de los modelos a los datos 30. Se utilizó el x2 para determinar ajuste absoluto, y Compartive Fit Index (CFI), Tucker-Lewis Index (TLI) y Root Mean Square error of Approximation (RMSEA) para determinar el ajuste relativo. Una vez hechos los análisis factoriales, se ejecutó un análisis descriptivo del total de la muestra.
Para reconocer la validez convergente y discriminante, componentes importantes de la validez de constructo y requisito para el uso apropiado de un instrumento de evaluación que busca evidenciar la efectividad del constructo que se desea medir al correlacionarse con otros test reconocidos que miden el mismo constructo, se realizaron análisis bajo la lógica del enfoque multirrasgo/multimétodo 31,32. Este enfoque posibilitó el análisis de validez entre las cinco dimensiones del TMHHSCG-CL y las cinco escalas utilizadas para este estudio. Los análisis de confiabilidad se llevaron a cabo mediante el coeficiente alfa de Cronbach.
Finalmente, con un análisis de invarianza se compararon modelos progresivamente más restringidos que prueban la invariancia en 4 niveles. Se utilizó el procedimiento que proponen Widaman y Reise, quienes consideran 4 niveles de invarianza factorial: invarianza de configuración, invarianza métrica débil, invarianza métrica fuerte e invarianza métrica estricta. La información se codificó y procesó usando el software estadístico R, versión 2.15.2.
Resultados
A continuación, se presentan los resultados del análisis descriptivo, donde se aprecian la prueba de comparación de medias y desviación estándar entre pilotos por ítem del TMHHSCG-CL (tabla 1). La sección A cuenta con 28 ítems. En el piloto 1, el promedio global de todos los ítems es M = 1.85. En esta misma sección, en el piloto 2, el promedio global de todos los ítems es M = 1.69. Se puede observar estadísticamente que este patrón de respuestas refleja que los ítems muestran promedios en general uniformes. La sección B cuenta con 12 ítems. En el piloto 1 la media de los ítems está entre 2.05 y 2.81. Existen 3 ítems, 1.85, 1.90 y 1.97, y dos ítems sobre 3 (3.47 y 3.79). En el piloto 2, la media de los ítems está entre 1.56 y 1.82 y 2.02 y 2.76. Existe un ítem sobre 3 (3.98) y uno sobre 4 (4.07). El promedio global de todos los ítems es M = 2.34. Se observa un patrón sin uniformidad, debido a valores dispersos. La sección C cuenta con 5 ítems. En el piloto 1, la media de los ítems estuvo entre 3.47 y 4.36. El promedio global es M = 4.01. En el caso del piloto 2, la media de los ítems está entre en 3.18 y 4.63. El promedio global es M = 4.08. Se puede observar en ambos pilotos valores son uniformes.
Tabla 1 Análisis descriptivo del TMHHSCG-CL. Prueba de comparación de medias y desviación estándar entre pilotos por ítem
t Ítems eliminados. Piloto 1 (n = 249). Piloto 2 (n = 205).
Con la finalidad de establecer si el tamaño de la muestra era adecuado para la realización del AFE, se utilizó el coeficiente de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO). Se estimó un KMO mayor que 0.7, el cual muestra una alta intercorrelación, con un valor que estuvo entre 0.76 y 0.88, que indicó la factibilidad de realizar el análisis.
El AFE del TMHHSCG-CL (tabla 2) se ejecutó en todas las secciones del test en ambos pilotos, y luego en la muestra total (n = 888). Esta técnica está basada en datos empíricos que intentan descubrir la estructura subyacente que posee el instrumento 33. Posteriormente, se utilizó un método iterativo para determinar los ítems que correspondían a cada factor, usando como reglas cargas factoriales superiores a 0.3 y factores con 3 o más ítems, a menos que se justificará un factor de dos ítems teóricamente. Como método de extracción se usaron mínimos cuadrados, y como rotación oblimin34. A cada factor se le dio un nombre que identificará lo que evaluaba.
Tabla 2 Análisis factorial exploratorio del TMHHSCG-CL
| Sección A | Sección B | Sección C | ||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Interacción 10 | F1 | F2 | 3 | F1 | F2 | 2 | F1 | F2 |
| Neuropsicología | Sentimientos de prejuicios | Búsqueda de ayuda para otro | ||||||
| A1 | 0.50 | 0.15 | B6 | 0.76 | 0.01 | C14 | 0.97 | -0.02 |
| A3 | 0.60 | 0.04 | B7 | 0.87 | -0.02 | C15 | 0.78 | 0.05 |
| A5 | 0.60 | 0.02 | B8 | 0.86 | -0.01 | Búsqueda de ayuda individual | ||
| A6 | 0.60 | 0.02 | B9 | 0.63 | 0.02 | C16 | 0.17 | 0.61 |
| A8 | 0.67 | -0.19 | B12 | 0.70 -0.03 | C17 | -0.07 | 0.89 | |
| A13 | 0.60 | -0.02 | Estereotipos | C18 | 0.18 | 0.50 | ||
| A20 | 0.61 | 0.10 | B1 | -0.05 | 0.40 | |||
| A26 | 0.55 | 0.02 | B2 | -0.09 | 0.60 | |||
| A28 | 0.56 | 0.05 | B3 | 0.05 | 0.68 | |||
| Conductas de enfermedad mental | B4 | -0.05 | 0.40 | |||||
| A2 | 0.03 | 0.41 | B5 | 0.48 | 0.30 | |||
| A12 | -0.19 | 0.51 | ||||||
| A14 | 0.04 | 0.39 | ||||||
| A17 | -0.13 | 0.66 | ||||||
| A19 | 0.00 | 0.56 | ||||||
| A21 | 0.13 | 0.62 | ||||||
| A22 | 0.21 | 0.54 | ||||||
| A24 | -0.16 | 0.58 | ||||||
| A25 | 0.24 | 0.53 | ||||||
Nota: en negrita las cargas superiores a 0.3; F1-F2: factores; sección A: conocimientos; sección B: estigma; sección C: búsqueda de ayuda.
En tabla 3 se observa la estructura final del instrumento TMHHSCG-CL luego del AFE.
Tabla 3 Estructura final del instrumento TMHHSCG-CL
| TMHHSCG-CL | Factores | Ítems |
|---|---|---|
| Sección A: conocimiento | Con.1: neuropsicología | 9 |
| Con.2: conductas de enfermedad mental | 9 | |
| Sección B: estigma | es.1: sentimientos de prejuicios | 5 |
| es.2: estereotipos | 5 | |
| Sección C: búsqueda de ayuda | Bu.1: búsqueda de ayuda para otro | 2 |
| Bu.2: búsqueda de ayuda individual | 3 |
En el análisis de correlación (tabla 4) se distinguen las correlaciones de la escala de DS con las secciones A (conocimiento), B (estigma) y C (búsqueda de ayuda) del TMHHSCG-CL. Con mayor fuerza, en la sección de estigma destaca la relación negativa y fuerte entre cercanía e interacción social y sentimientos de prejuicios (r = -0.58; p < 0.001). En tanto se presentó una correlación negativa y fuerte entre cercanía e interacción social y sentimientos de prejuicios (r = -0.58; p < 0.001) e intimidad y confianza y sentimientos de prejuicio (r = -0.32; p < 0.001).
Tabla 4 Análisis de correlación entre las secciones del TMHHSCG-CL y las tres escalas que conforman la validez de constructo y de criterio
| Con.1 | Con.2 | es.1 | es.2 | Bu.1 | Bu.2 | ||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| DS.1 | 0.09 | 0.14 | ** | -0.58 | ** | -0.26 | ** | 0.27 | ** | 0.1 * | |
| DS.2 | -0.07 | 0.09 | -0.32 | ** | -0.18 | ** | 0.08 | 0 | |||
| Ol.1.1 | 0.19 | ** | -0.09 | -0.1 | 0.01 | 0.22 | ** | 0.31 ** | |||
| Ol.1.2 | 0.17 | ** | -0.03 | -0.07 | 0.14 | ** | 0.14 | ** | 0.42 ** | ||
| Ol.2.1 | 0.2 | ** | -0.09 | -0.12 | * | 0 | 0.19 | ** | 0.3 ** | ||
| Ol.2.2 | 0.13 | * | -0.1 | -0.01 | 0.12 | * | 0.1 | 0.35 ** | |||
| Ol.3.1 | 0.15 | ** | -0.13 | ** | -0.05 | -0.01 | 0.2 | ** | 0.35 ** | ||
| Ol.3.2 | 0.19 | ** | -0.11 | * | -0.08 | 0.07 | 0.2 | ** | 0.4 ** | ||
| O'Connors | 0.22 | ** | 0.24 | ** | -0.25 | ** | -0.23 | ** | 0.16 | ** | 0.03 |
Notas: sección a: conocimiento (Con.1: neuropsicología, Con.2: conductas de enfermedad); sección B: estigma (es.1: sentimientos de prejuicios, es.2: estereotipos); sección C: búsqueda de ayuda (Bu.1: búsqueda de ayuda para otro, Bu.2: búsqueda de ayuda individual); DS: distancia social; cercanía e interacción social, intimidad y confianza; GHSQ-V (oí); búsqueda de ayuda informal (familiares y amigos) (oil); búsqueda de ayuda formal (profesional) (OL2); para ansiedad (1), depresión (2), ideación suicida (3); The Mental Health Literacy Scale (O'Connors) conocimientos sobre enfermedad mental y estigma; vital.
Los análisis de invarianza se llevaron a cabo por nivel, y los resultados por sección se observan en la tabla 5. Se aplicó la diferencia para variables no categóricas, donde el CFI es el indicador de invarianza, cuya diferencia no debe ser de 0.01 (35). Esta regla se visualiza entre invarianza de configuración e invarianza de cargas factoriales: métrica débil.
Tabla 5 Análisis de niveles de invarianza del TMHHSCG-CL
| Modelo invarianza de Widaman y Reise (1997) | ||||
|---|---|---|---|---|
| Invarianza de la sección A: muestra total | X2 | CFI | RMSEA | Valor de p |
| Invarianza de configuración | 139.12 | 0.915 | 0.038 [0.026, 0.049] | 0.965 |
| Invarianza en cargas factoriales: métrica débil | 148.02 | 0.915 | 0.036 [0.024, 0.047] | 0.985 |
| Invarianza en umbrales: métrica fuerte | 159.61 | 0.894 | 0.041 [0.030, 0.051], | 0.927 |
| Invarianza en error de medición: métrica estricta | 216.94 | 0.82 | 0.050 [0.041, 0.059], | 0.485 |
| Invarianza de la sección B: muestra total | ||||
| Invarianza de configuración | 368.30 | 0.974 | 0.103 [0.093, 0.113] | < 0.001 |
| Invarianza en cargas factoriales: métrica débil | 376.32 | 0.974 | 0.097 [0.088, 0.107], | < 0.001 |
| Invarianza en umbrales: métrica fuerte | 657.63 | 0.952 | 0.113 [0.105, 0.121] | < 0.001 |
| Invarianza en error de medición: métrica estricta | 752.20 | 0.945 | 0.116 [0.108, 0.124] | < 0.001 |
| Invarianza de la sección C: muestra total | ||||
| Invarianza de configuración | 281.75 | 0.977 | 0.256 [0.231, 0.283] | < 0.001 |
| Invarianza en cargas factoriales: métrica débil | 309.31 | 0.975 | 0.226 [0.204, 0.248], | < 0.001 |
| Invarianza en umbrales: métrica fuerte | 228.49 | 0.983 | 0.140 [0.124, 0.157] | < 0.001 |
| Invarianza en error de medición: métrica estricta | 238.14 | 0.982 | 0.130 [0.115, 0.145] | < 0.001 |
En la sección A se realizó una invarianza parcial que corresponde a liberar (no eliminar) ciertos parámetros en la invarianza de cargas factoriales, donde ciertos ítems tienen distinta carga entre los grupos. Aquí se liberaron los ítems 7 y 18, 11 y 8. En la invarianza de umbrales, donde los ítems tienen umbrales de respuesta/puntaje de corte latente distinto, se liberaron los ítems 15 y 16.
Luego se realiza un AFC y de invarianza en un modelo con los ítems comunes que no presentaron incompatibilidad, es decir, no se incorporaron los ítems liberados en el proceso anterior y se logró que el modelo sea invariante. Se optó por complementar los índices de ajuste basados en la significación estadística del x2 con otro conjunto de indicadores de ajuste que se han ido proponiendo para determinar cuándo es adecuado un determinado modelo (36-38). Tal es el caso de los valores en RMSEA menores a 0.05, que indican un buen ajuste, y los valores comprendidos entre 0.05 y 0.08, un ajuste razonable 39.
El RMSEA de la muestra total resultó entre un 0.02 en la muestra de estudiantes universitarios y un 0.034 en estudiantes de enseñanza media. El indicador de ajuste CFI debe estar en torno a 0.95 para considerar que el modelo se ajusta adecuadamente a los datos. Este valor, sin embargo, es relativo ya que, en modelos de gran complejidad, el x2 siempre se alejará de cero, lo que hace disminuir el CFI. Se considera, por tanto, aconsejable presentar estos dos índices de ajuste, junto con el x2 del modelo propuesto, sus grados de libertad y la probabilidad asociada 40.
El CFI total del test se presenta en la muestra de universitarios en un 0.979 y en un 0.949 en estudiantes de enseñanza media. Un valor x2 cercano a cero indica poca diferencia entre las matrices de covarianza esperadas y observadas 41. El indicador de ajuste absoluto x2 muestra que los datos se ajustan al modelo, con valores entre x2 = 1.378 (p = 0.000) para la muestra de estudiantes universitarios y x2 = 1.477 (p = 0.000) en estudiantes secundarios.
La consistencia interna de cada sección presentó valores alfa de Cronbach y omega de 0.83 para la sección A; 0.69 y 0.70, para la sección B; 0.78 y 0.72, para la sección C; 0.56 y 0.51, para la sección D, y alfa y omega de 0.84, para la sección E. La sección D, si bien fue baja la confiablidad que presenta, su relación con otras escalas es alta, particularmente con el cuestionario GHQ-12 y SWLS.
Discusión
El objetivo de la presente investigación fue traducir, adaptar y validar el instrumento TMHHSCG-CL, y junto con ello determinar los indicadores de validez, de contenido, criterio y de constructo, y determinar la multidimensionalidad del test que abarca los conceptos centrales de la ASM.
La estructura interna del test tuvo un buen ajuste a los datos; se eliminaron algunos ítems de las secciones A, B y C del instrumento original, lo que permitió mejorar la coherencia interna sin perder información sustantiva. El TMHHSCG-CL comprende dos factores para la dimensión conocimiento estigma: búsqueda de ayuda y estrés percibido, y un factor para bienestar. Estos factores dan cuenta de las relaciones entre los 48 ítems. Por tanto, lo que estos ítems comparten entre sí puede atribuirse a la existencia de una estructura latente; en este caso, configurada en torno a un solo constructo que es la ASM, que explica en buena parte (varianza explicada) las correlaciones entre los ítems. La capacidad de definir y cuantificar operativamente un constructo es el núcleo de la medición; de ahí que toda la evidencia de validez contribuya a la evidencia de la validez del constructo 42.
Al no existir un patrón de referencia confiable (gold standard), es decir, la mejor alternativa existente para estudiar una determinada enfermedad o un evento de interés, que en este caso es la ASM, el uso del patrón de referencia se utiliza como un requisito para evaluar la utilidad de la prueba que se está validando 43. De este modo, una prueba se compara con una prueba ya utilizada y más aceptada, buscando determinar si la prueba que se está validando ofrece el mismo rendimiento que la de referencia 44. En el caso de la ASM, no hay un instrumento que permita esa referencia previa; por ello, es que se decidió realizar la correlación del test con criterios externos aceptados y validados que se tomaron como referencia. Para ello se utilizó como método estadístico de correlaciones otras medidas ya validadas en población de estudiantes de educación secundaria y estudiantes universitarios chilenos.
La correlación entre la MHLS y la sección A (conocimiento del TMHHSCG-CL) es más bien baja. Esto se podría dar porque las variables que se miden en la escala de O'Connors están centradas en los conocimientos sobre síntomas de trastorno mental; en cambio, la sección del TMHHSCG-CL está centrada en reconocer conductas que se vinculen con trastornos mentales comunes. En investigaciones recientes, sus resultados indican que el conocimiento es clave para cambiar las actitudes de las personas hacia las enfermedades mentales, especialmente en los jóvenes 45,46.
Con respecto a la correlación entre el primer factor (sentimientos de prejuicios de la sección B del TMHHSCG-CL: estigma) y el factor cercanía e interacción social de la Escala de Distancia Social, la correlación que se visualiza entre ambos factores indicaría que una disposición de aceptar a otros en distintos niveles de proximidad va de acuerdo con el grado de contacto que se considere aceptable 47. En cuanto el factor de sentimiento de prejuicio está relacionado con la percepción popular de los trastornos mentales, este hallazgo es consistente con investigaciones previas de que, además del conocimiento, otros factores individuales, comunitarios y del sistema pueden cumplir un papel importante en la reducción del estigma de las enfermedades mentales 48.
En cuanto al análisis de la relación entre el cuestionario GHSQ-V y la sección C (búsqueda de ayuda), se observaron relaciones, en general, positivas y moderadas. El favorecer una oportuna búsqueda de ayuda puede contribuir a disminuir el desarrollo de problemas en salud mental. Por ejemplo, se ha determinado que el incentivar a los jóvenes a buscar ayuda cuando se sienten depresivos es una importante estrategia para reducir el riesgo suicida 49; sin embargo, cuando los jóvenes perciben el estigma y presentan problemas para reconocer síntomas o se dejan conducir por la autosuficiencia, instalan barreras que son condicionantes para el reconocimiento y apoyo en la búsqueda de ayuda 50. Algunos estudios han mostrado que el vínculo entre la ASM y la búsqueda de ayuda es multifactorial, ya que las conductas hacia la búsqueda de ayuda no dependen solamente de la capacidad para reconocer signos y síntomas de enfermedad mental 51. De ahí la necesidad de educar a los adolescentes y jóvenes sobre los trastornos mentales, sus signos y síntomas y la importancia de una ayuda adecuada y oportuna.
En cuanto al análisis del perfil de ASM en ambas muestras, se presentó un leve sentimiento de prejuicio hacia las personas con trastorno mental. Resultados de investigaciones muestran que el conocimiento es clave para cambiar las actitudes de las personas hacia las enfermedades mentales, especialmente en los jóvenes 52. Sin embargo, la correlación entre el conocimiento y el estigma hacia los trastornos mentales no es una relación de uno a uno, puede haber otros factores en juego desde los planos individual, comunitario y del sistema, que pueden tener un rol importante en la reducción del estigma hacia estos trastornos 53. En la sección C (búsqueda de ayuda) tanto estudiantes universitarios como secundarios no se sentían cómodos pidiendo ayuda para ellos mismos debido a un problema de salud mental. No así al pedir ayuda para otros. Las creencias respecto de las etiologías de los trastornos mentales podrían estar influenciadas culturalmente y, por lo tanto, esto da mérito para investigar más a fondo el impacto de tales creencias en las preferencias de búsqueda de ayuda. La evidencia indica que los conocimientos sobre la salud y enfermedad mental influyen en la reducción del estigma, lo que incide directamente en la promoción e identificación temprana de los trastornos mentales, pues mejora los resultados de salud mental y aumenta el uso de servicios de salud, para los individuos y la comunidad 54.
En cuanto al análisis de invarianza que busca reconocer cómo las relaciones existentes entre distintas medidas permanecen invariantes, la diferencia la marcan los resultados de la sección A (conocimiento sobre trastornos mentales). La capacidad cognitiva que supone que mide el ítem se puede definir de varias maneras, y aquí es donde reside la mayor parte de la controversia en los debates sobre la prueba de equidad y la validez de las pruebas que miden conocimiento. El problema comienza con el hecho de que cualquier elemento cognitivo depende en gran medida de una serie de procesos de una manera multivariante compleja que cubre una gran cantidad de factores 55. Es importante haber realizado este análisis y dar la posibilidad de que sea un instrumento generalizable en muestras similares.
Hay que mencionar que este estudio fue desarrollado de acuerdo con pautas metodológicas de COSMIN 56. Sin embargo, consideramos que más estudios son necesarios con el fin de corroborar o refutar los datos obtenidos en la presente investigación.
En conclusión, el TMHHSCG-CL mostró buenas propiedades psicométricas, por lo que es una medida adecuada para medir el nivel de ASM en adolescentes y jóvenes escolarizados. Este instrumento puede contribuir al estudio de la ASM en el resto del país y en Latinoamérica para desarrollar intervenciones de prevención y promoción en salud mental.
Dentro de las limitaciones de nuestro estudio está el muestreo por conveniencia, para lo cual, en una próxima investigación, se debería realizar un muestreo aleatorizado para asegurar la representatividad. De igual forma, la comparabilidad de estos resultados deberá evaluarse en estudios con muestras con un número mayor de participantes, para contrastar y verificar estos resultados. Asimismo, realizar una normalización/estandarización de los valores del TMHHSCG-CL.
Contribución de los autores
Ximena Macaya Sandoval estuvo a cargo de la concepción y el diseño de la investigación, así como de la adquisición, análisis, interpretación y presentación de los datos, redacción del documento original; Claudio Bustos, del análisis formal, técnicas estadísticas y análisis de datos; Benjamín Vicente, de la supervisión y liderazgo en la planificación, así como de la validación/verificación y revisión del documento final, y Yifeng Wei, de la validación/verificación, supervisión y revisión del documento final.
