Análisis psicométrico y adaptación de la escala de actitudes comunitarias hacia la enfermedad mental (CAMI) en una muestra chilena^*

Psychometric analysis and adaptation of Community Attitudes Toward the Mentally Ill (CAMI) Inventory in a Chilean sample

Pamela Grandón Fernández^**
Sandra Saldivia Bórquez^***
Félix Cova Solar^****
Claudio Bustos^*****
Víctor Turra Chávez******
Universidad de Concepción, Chile

^*Artículo de investigación científica y tecnológica. Financiado por la Direccción de investigación, Universidad de Concepción, Proyecto 209.083.039-1.0. ^{]]> **}Profesora asociada, Departamento de Psicología, Facultad de Ciencias Sociales, Universidad de Concepción. Correo electrónico: pgrandon@udec.cl
^***Profesora asociada, Departamento de Psiquiatría y Salud Mental, Facultad de Medicina. Correo electrónico: ssaldivi@udec.cl
^**** Profesor asociado, Departamento de Psicología, Facultad de Ciencias Sociales, Universidad de Concepción. Correo electrónico: fecova@udec.cl
^***** Psicólogo, Departamento de Psicología, Facultad de Ciencias Sociales, Universidad de Concepción. Correo electrónico: clbustos@udec.cl
^****** Psicólogo, egresado de la Universidad de Concepción. Correo electrónico: vturra@udec.cl

Recibido: 07 de noviembre de 2013 Aceptado: 29 de febrero de 2016

Para citar este artículo:

Grandón Fernández, P., Saldivia Bórquez, S., Cova Solar, F., Bustos, C., & Turra Chávez, V. (2016). Análisis psicométrico y adaptación de la escala de actitudes comunitarias hacia la enfermedad mental (CAMI) en una muestra chilena. Universitas Psychologica, 15(2), 153-162. http://dx.doi.org/10.11144/Javeriana.upsy15-2.apae

Resumen

El estigma está considerado como el principal obstáculo para la recuperación de las personas que sufren trastornos mentales (TM). La presente investigación tuvo el objetivo de analizar las propiedades psicométricas de la Escala de actitudes comunitarias hacia la enfermedad mental (CAMI), que evalúa el estigma del público hacia las personas con TM. Se tomaron dos muestras por conveniencia, la primera compuesta por 399 personas y la segunda por 350. Los resultados indican que el instrumento final posee dos factores: "aceptación" y "rechazo a la instalación de centros de salud mental en la comunidad", cada uno compuesto por cinco ítems. Los índices del ajuste del modelo obtenido en el análisis factorial confirmatorio, así como la consistencia interna del instrumento son adecuados.

Abstract

Stigma is considered as the main obstacle for the recovery of people with mental illnesses (MI). The current research was aimed to analyze the psychometric properties of the Scale of Community Attitudes towards Mental Ill (CAMI) that assesses the stigma of the public towards people with MI. Two convenience samples were taken. The first sample was composed by 399 people and the second one, by 350. Outcomes indicate that the final instrument has two factors: "Acceptance" and "Rejection to the implementation of mental health centers in the community". Each factor is composed of five items. Adjustment indices of the model obtained from the combinatory factorial analysis, as well as the internal consistence of the instrument are adequate.

Keywords : stigma; scale; mental illnesses

Introducción

Las personas que presentan trastornos mentales severos (TMS) constituyen uno de los grupos más vulnerables del sistema sanitario, no solo por el sufrimiento y limitaciones derivados de sus síntomas, sino por las importantes consecuencias personales, familiares y sociales asociadas a su padecimiento (Sharac, Mccrone, Clement, & Thornicroft, 2010).

La falta de conocimiento sobre las enfermedades mentales y el estigma asociado a ellas, constituyen las principales razones por las cuales los chilenos no buscan tratamiento (Vicente, Kohn, Saldivia, & Rioseco, 2007). Este hallazgo concuerda con estudios internacionales que señalan que el estigma es el mayor obstáculo para la recuperación de las personas que sufren TMS (Arboleda-Flores, 2005; Wahl, 2012). El estigma hace referencia al proceso de etiquetamiento, pérdida de estatus y discriminación de la que es objeto una persona que presenta un atributo evaluado como negativo por su comunidad (Angermeyer & Matschinger, 2005), es el resultado de una dinámica social y sus manifestaciones varían de una cultura a otra (Chen & Chiao, 2012).

El estigma ha sido evaluado a partir de la opinión de los propios afectados y de la población general. En el primer caso los instrumentos evalúan la percepción, las experiencias y el au-toestigma en personas con TMS. En el segundo, se han estudiado las creencias y actitudes del público hacia las personas con TMS (Brohan, Slade, Clement, & Thornicroft, 2010).

El denominado estigma "público" concita gran interés porque está relacionado directamente con las conductas discriminatorias, basadas en los prejuicios, hacia este grupo social (Corrigan & O'Shaughnessy, 2007). Para evaluar este tipo de estigma se han utilizado distintas estrategias-métodos que miden, fundamentalmente, actitudes, emociones e intenciones conductuales, entre los cuales destacan la tarea de decisión léxica; el diferencial semántico; las escalas tipo Likert de medición de creencias, las escalas de distancia social y la escala de reacciones emocionales hacia la enfermedad mental (Link, Yang, Phelan, & Collins, 2004). De este conjunto de instrumentos, las escalas de evaluación de creencias han sido las más utilizadas, particularmente la Escala de opiniones sobre la enfermedad mental (OMI) y la Escala de actitudes hacia la enfermedad mental (CAMI) (Luty, Fekadu, Umoh, & Gallagher, 2006).

La CAMI es una escala que está basada en la OMI y tiene la ventaja de incorporar las actitudes de la población hacia las personas con TMS que viven en espacios comunitarios residenciales (Link et al., 2004); aspecto relevante si consideramos que las actuales políticas de salud mental favorecen la inclusión de los usuarios en la comunidad. La instalación de dispositivos de salud mental en los barrios, más cerca de la población, pone en evidencia las actitudes de los vecinos como una variable fundamental para consolidar los procesos de integración social. Por otra parte, la CAMI tiene también la ventaja de haber sido utilizada hace largo tiempo y en diferentes culturas (Corrigan & Shapiro, 2010), lo que permite realizar comparaciones entre los distintos contextos. Finalmente, la CAMI ha sido utilizada con distintas poblaciones: público general, personal sanitario, empresarios y estudiantes, entre otros (Cotton, 2004; Wahl, 1993).

El presente estudio tuvo por objetivo estudiar las propiedades psicométricas de la Escala de actitudes hacia la enfermedad mental (CAMI) en población general en Chile e identificar eventuales adaptaciones que fueran requeridas. Se evaluó su consistencia interna, su estructura factorial y su validez concurrente con la Escala de orientación a la dominancia social.

Método

Muestra

Se tomaron dos muestras por conveniencia, no probabilísticas, de población general que vive en el área del gran Concepción. Las personas fueron reclutadas en lugares de gran afluencia de público: terminal de buses, salas de espera de recintos sanitarios, municipios, plazas, universidades y supermercados, y en distintos barrios del territorio seleccionado. La primera estuvo constituida por 399 personas y la segunda por 350. El único criterio de inclusión fue tener entre 18 años y 65 años.

Descripción de las muestras

La distribución de hombres y mujeres en ambas muestras es similar, siendo las segundas el grupo mayoritario con más del 55% del total. La media de edad es ligeramente mayor en la segunda muestra, alcanzando 41.9 años por sobre los 39.1 años de la primera. Un 52.1% (208) de la primera muestra está casado y convive en tanto en la segunda este porcentaje sube al 62% (217). Respecto al nivel educacional, la mayoría de los sujetos tienen enseñanza media, ya sea completa o incompleta, sin embargo en la primera muestra el porcentaje es menor (38.1%) que en la segunda (59.4%). Por otra parte, en la primera muestra hay un porcentaje mayor de personas que poseen enseñanza universitaria (29.6%) que en la segunda (4.3%). En las dos muestras la mayoría de los sujetos trabaja, con un 68.8% en la primera versus un 63.1% en la segunda. Al consultarles si tienen algún pariente poseedor de un trastorno mental severo, los porcentajes de ambas muestras son similares: un 19% y un 17.1%. Sin embargo, en la segunda muestra un 78.3% señala tener contacto con el familiar referido versus el 68.4% de la primera. En relación a los vecinos ocurre lo contrario, las personas de la primera muestra señalan tener mayor frecuencia de contacto que los de la segunda (69.3% vs. 63.4) (tabla 1).

Instrumentos

Escala de actitudes comunitarias hacia la enfermedad mental (CAMI)

La consistencia interna del instrumento original muestra niveles aceptables para cada subescala con un alfa de Cronbach de 0.88 para ideología de salud mental; 0.80 para restricción social; 0.76 para benevolencia; y 0.68 para autoritarismo (Taylor & Dear, 1981).

Escala de orientación a la dominancia social (SDO)

Esta escala, que es una adaptación a la población chilena de la escala original de Pratto, Sidanius, Stallworth, & Malle (1994), fue utilizada como indicador de validez concurrente, dado que presenta una consistente correlación con actitudes discriminatorias. La escala tiene dos factores: oposición a la igualdad y orientación a la dominancia, cada uno de ellos con ocho ítems. El formato de respuesta es tipo Likert con siete alternativas que van desde "totalmente en desacuerdo" hasta "totalmente de acuerdo". Presenta una consistencia interna elevada (a = 0.86) con valores de a= 0.79 para la subescala oposición a la igualdad y de a= 0.88 en la de orientación a la dominancia (Cárdenas, Meza, Lagues, & Yánez, 2010).

Datos sociodemográficos

Para recoger la información sociodemográfica relevante se elaboró un breve cuestionario que preguntaba por información de cada sujeto, incluyendo la edad, género, estado civil, nivel educativo y actividad laboral. Además se consultó por el contacto previo con personas con trastornos metales severos, ya sea en familiares o vecinos

Procedimiento

La CAMI ha sido traducida y retrotraducida al español en un estudio previo realizado en Chile (Zárate et al., 2006), por tanto sólo se adapto el lenguaje para cautelar su comprensibilidad en el contexto local, lo que implicó la modificación de algunos reactivos.

La aplicación de los instrumentos fue conducida por estudiantes de psicología especialmente capacitados. Las personas fueron reclutadas como voluntarias y explicitaban esta voluntariedad firmando un consentimiento informado. La mayoría contestó los cuestionarios de manera autoaplicada. Cuando el sujeto presentaba dificultades para responder, éstos fueron aplicados por el entrevistador. La aplicación en la primera muestra se realizó entre noviembre y diciembre del 2011 y en la segunda, en diciembre del 2012 y enero del 2013.

Análisis estadísticos

En el análisis factorial exploratorio se utilizó un método iterativo para determinar el número de factores iniciales posibles de extraer del conjunto de ítems originales, se empleó como procedimiento el Análisis paralelo de Horn, basado en un remuestreo no paramétrico de 1000 muestras bootstraping (Thompson, 2005). Una vez determinado el número de factores, se generó una solución utilizando como método de extracción de factores el método de mínimos cuadrados ponderados sobre la matriz de correlaciones policóricas, seguido de una rotación oblicua Promax.

A partir de la solución factorial inicial, se consideraron asignados a un factor los ítems que mostraran un coeficiente de configuración igual o mayor a 0.30 en algunos de los factores, que no incluyeran al 0 dentro del intervalo de confianza del boostraping no paramétrico al 90% para el factor considerado y, si se cumplían estos dos criterios para más de un factor, se asignó el ítem al factor donde su carga factorial era mayor si al menos duplica las cargas inferiores. Se eliminaron los factores con tres ítems o menos por los problemas de identificación que pudiesen surgir al realizar una búsqueda de especificación en el análisis confirmatorio posterior (Hair, Black, Babin, & Anderson, 2009). A partir de los ítems y factores resultantes de la primera etapa, se generó una nueva solución factorial, repitiéndose el proceso extracción de factores, rotación y selección de ítems-factores, hasta encontrar una solución estable.

Los análisis de confiabilidad se llevaron a cabo usando el coeficiente alfa de Cronbach. La validez de criterio concurrente se estimó con el coeficiente de correlación producto-momento de Pearson.

La información fue codificada y procesada usando los paquetes estadísticos Stata 12, Mplus 7.0 y R 2.15.2.

Resultados

El análisis factorial exploratorio entregó tres soluciones. El análisis paralelo de Horn mostró una primera solución basada en cinco factores que fue modificada por no cumplir con los criterios antes mencionados, y reemplazada por una segunda solución de tres factores que tampoco logró ajustarse a los estándares impuestos. Finalmente se ajustó una tercera solución de dos factores con cinco ítems en cada uno, que explicaba un 35% de la varianza (tabla 2).

El factor 1, que denominamos "aceptación", agrupa ítems que expresan una actitud positiva hacia las personas con TMS y contiene reactivos de los cuatro factores originales. El factor 2 corresponde a respuestas relacionadas con la oposición a instalar instituciones de salud mental en los barrios y se corresponde casi por completo con parte de la dimensión de ideología de salud mental de la escala original. Considerando que lo central es el rechazo a la instalación de dispositivos de salud mental en la comunidad, se denominó a este factor "rechazo a la instalación de centros de salud mental en la comunidad". Se observa una correlación negativa entre ambos factores, r = -0.51 lo que indica que una actitud positiva hacia los enfermos mentales se relaciona con menos resistencia a instalar centros en los barrios.

Con la segunda muestra de 350 personas se probó el modelo de dos factores mediante un análisis factorial confirmatorio. Los resultados del análisis factorial confirmatorio muestran un ajuste moderadamente bueno de los datos al modelo. El índice CFI (Comparative Fit Index) es de 0.957, en tanto que el Chi-cuadrado normalizado es de 2.15, lo que es considerado bueno, por otra parte, el TLI (Tucker-Lewis Index) alcanza el 0.945, lo que está ligeramente bajo lo esperable, al igual que el RM-SEA (Root Mean Square error of Approximation) que es de 0.057 (tabla 3).

En el gráfico 1 se presentan los estimadores para los parámetros del modelo. Se puede ver que todas las correlaciones entre los factores y los ítems son significativas, encontrándose el valor absoluto de todas las cargas, excepto una, sobre el valor de 0.5, valor recomendado por Hair et al. (2009). Los promedios de la varianza extraídos para los factores 1 y 2 son 0.337 y 0.333, respectivamente.

Confiabilidad

La consistencia interna de cada uno de los factores alcanzó valores de alfa de Cronbach de 0.61 para el factor 1 y de 0.66 para el factor 2, y de 0.69 para la escala total.

Validez concurrente [t3]

En la tabla 4 se indican las correlaciones entre los dos factores de la CAMI adaptada y la escala SDO. Como se puede ver ambos, factores de la CAMI correlacionan con los dos factores de la SDO. La mayor correlación se da entre el factor 2 de la CAMI, que dice relación con el rechazo a la instalación de centros de salud mental en los barrios, y el factor 1 de la SDO, de oposición a la igualdad.

Discusión

El propósito de esta investigación fue estudiar las propiedades psicométricas de la Escala de actitudes hacia la enfermedad mental (CAMI) destinada a evaluar las actitudes del público general hacia las personas con trastornos mentales. De acuerdo a nuestro conocimiento, éste es el único instrumento para evaluar el estigma en personas con trastornos mentales que ha sido adaptado a la población chilena. Tiene la ventaja de ser un instrumento breve que puede ser aplicado a poblaciones diversas, más allá de aquellas en estrecho contactos con personas con diagnóstico psiquiátrico. Por otra parte, la diversidad de muestras, y la convergencia de sus resultados, es un indicador que da mayor validez al uso del instrumento en distintos grupos sociales.

Respecto a la estructura factorial del instrumento, al comparar el original y el adaptado, la escala norteamericana posee cuatro factores: autoritarismo, benevolencia, restricciones sociales e ideología de salud mental, cada uno compuesto por diez ítems, en tanto en el presente estudio se identificaron dos factores: aceptación y rechazo a la instalación de centros de salud mental en la comunidad, cada uno con cinco ítems. En parte, esta diferencia puede ser atribuible a los procedimientos estadísticos utilizados. En este estudio añadimos un criterio más exigente que los que habitualmente se usan para determinar el número de ítems en cada factor, específicamente que el intervalo de confianza para cada coeficiente de configuración no incluyera 0, eliminándose una gran cantidad de ítems que en una análisis exploratorio sólo guiado por la carga factorial permanecerían en la matriz. Por otra parte, en nuestro caso, la mayoría de los reactivos se caracterizaban por bajos niveles de comunalidad, que se presentaban como coeficientes de configuración máximos por ítems apenas superiores a 0.3 en la solución inicial.

Dos dimensiones fueron las más reconocibles: una positiva y otra de comunidad. La primera muestra una actitud de aceptación y benevolencia, hacia las personas con un trastorno mental, en tanto la segunda expresa rechazo a vivir en el mismo espacio territorial que ellas. Esto puede estar asociado al incremento de dispositivos de salud mental en la comunidad en Chile, derivado del fortalecimiento del modelo de salud mental comunitaria en la última década (Minoletti, 2005). En este contexto, las personas están más informadas sobre el tema y pueden verse en la necesidad de tomar una posición al respecto, lo que facilitaría que esta dimensión de la escala original se mantenga. Por otra parte, debido a que socialmente hay más discusión sobre la discriminación hacia grupos minoritarios, presentar actitudes de rechazo y autoritarismo, explicitas, es más reprobable, por lo que éstas pueden tender a expresarse de otras maneras, como en el rechazo a la instalación de instituciones de salud mental en los barrios.

Existían algunas diferencias sociodemográficas entre ambas muestras, lo que puede haber influido en que los indicadores del AFC no fueran más elevados. La primera es más educada, el grupo de personas con estudios técnicos y universitarios suman más del 50% del total, mientras que en la segunda sólo alcanzan el 25%. Diversas investigaciones señalan que el nivel educacional es una variable que, consistentemente, se asocia con las actitudes hacia personas con trastornos mentales. Sujetos más educados tienden a tener actitudes más favorables que las personas con menos escolaridad (Angermeyer & Dietrich, 2006; Grausgruber, Meise, Katschning, Schony, & Fleischhaker, 2007; De Toledo & Blay, 2004), diferencia que puede influir en la diversidad de actitudes de los grupos, por lo que es más difícil que se logre un ajuste exacto entre ambas. Sin embargo, esta diversidad permite que el instrumento sea más robusto porque se ajusta mejor al nivel educacional de la población, lo que facilita su uso en distintos grupos sociales.

Por otra parte, el uso de un análisis factorial exploratorio seguido de uno confirmatorio en muestras distintas de población, asegura que los factores e ítems que los componen sean válidos para la población general.

Dado que existe evidencia que el nivel de contacto con personas con un trastorno mental influye en las actitudes hacia éstas (Angermeyer & Dietrich, 2006; Hinshaw, 2006; Leiderman et al., 2011), se preguntó por esta variable. Las diferencias de contacto entre familiares y vecinos en las dos muestras puede guardar relación con el nivel educativo en el sentido de que las personas de estratos sociales bajos, que se asociaría a menor educación, tienden a percibirse menos estigmatizados que las personas con más ingresos y, probablemente, con mayor nivel educativo (Phelan, Bromet, & Link, 1998), lo que puede redundar en el nivel de apoyo que estén dispuestos a entregar a sus parientes con diagnóstico psiquiátrico.

Se observó convergencia entre las dimensiones evaluadas por la CAMI con los valores de la ODS. La mayor correlación se obtuvo entre el factor 2 de la CAMI, "rechazo a la instalación de centros de salud mental en la comunidad" y el factor 1 de la SDO, "oposición a la igualdad", toda vez que una actitud negativa de los vecinos hacia dispositivos comunitarios es una forma de discriminación y desigualdad social. La menor relación se dio entre el factor 2 de la CAMI y el factor 2 de la SDO, "dominancia grupal", pues actitudes autoritarias y de rechazo hacia grupos sociales no relacionan de manera tan estrecha con el rechazo a la instalación de centros en los barrios.

Una de las limitaciones del estudio es su muestreo no probabilístico, lo que obliga a la cautela en la generalización de los resultados. Por otro lado, no se consideraron otros indicadores de confiabilidad, en particular la confiabilidad test-retest que permite dar cuenta de la estabilidad temporal de las medidas.

En el futuro sería necesario poder realizar investigaciones que indaguen y ahonden sobre cómo se presenta el estigma en el público nacional, pues de acuerdo a resultados de otros estudios en el área, en Chile existen actitudes negativas hacia las personas con estas características. Esto permitiría avanzar en la elaboración de programas que disminuyan estas actitudes y que, por tanto, favorezcan la inclusión social de estos sujetos.

Agradecimientos

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