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Introducción
El aborto inducido se define como la interrupción del embarazo antes del momento de la viabilidad fetal (Lee, 2019); es decir, antes de semana 23 de gestación (Hildebrandt-De-los-Heros, 2019). Es un fenómeno de gran interés para el mundo contemporáneo, ya que abarca diferentes esferas del ser humano: moral, ética, política y de salud. Se estima que el 25% de todos los embarazos termina en aborto (Sedgh et al., 2016), de los cuales cerca del 44.64% (25 millones) se realizan de manera insegura (Renner, de Guzman, & Brahmi, 2014; S. Singh, Remez, Sedgh, Kwok, & Onda, 2018). El aborto es catalogado un problema salud pública, debido al impacto en la calidad de vida en las personas, en secuelas fisiológicas y psicológicas, así como en las muertes que ocasiona (Fathalla, 2020).
En el tema de la IVE, existen dos grandes posturas sobre su permisibilidad: los que no lo permiten bajo ninguna circunstancia (pro-vida) y los que reconocen ciertas condicionantes que hacen que el aborto sea permisible (pro-elección). El movimiento “pro-vida” centra su atención en el resguardo de la vida del ser humano y la considera como un valor supremo, por lo que defienden que desde la concepción, el embrión tiene las mismas consideraciones de cualquier otra persona (Ramírez, 2017); el embrión y al feto son sustancialmente humanos, con derechos y necesidades de protección (Taboada Lugo, 2018). Esta postura considera inmoral interrumpir el embarazo pues reconoce que desde la fecundación hay una nueva vida humana e interrumpir el embarazo sería equiparable a un asesinato (Lariguet, 2012; Tabares Loza & Quishpe Gaibor, 2019).
La postura pro-elección sustenta sus argumentos en la libre elección de continuar o interrumpir el embarazo, y de así elegirse, que se proporcione el acceso al aborto seguro, acompañado de un marco legal que no penalice la acción (Freed, 2015). Uno de los argumentos esenciales de esta postura refiere a la autonomía del cuerpo de la mujer, al ser el embarazo un proceso que sucede en su cuerpo, legitima la exclusividad de elección (Chaqués-Bonafont, Palau, & Baumgartner, 2015). La intención de no continuar con el embarazo, según esta postura, no es terminar con la vida del feto, sino evitar la merma de calidad de vida en la madre, así como no poder satisfacer las necesidades básicas del neonato una vez nacido (Reyes & Silva, 2015).
Silvina Ramos, et.al., identifican a la actitud ante el aborto como un elemento que ha resultado ser muy útil para analizar los determinantes de la toma de decisión de la IVE (Ramos, 2016). Una actitud se define como un proceso racional que permite un juicio valorativo previo a un acto, cualificando lo bueno, malo, agradable, etc. (Lopez, 2009). La actitud es base para actuar ante determinadas circunstancias; incluye componentes afectivos y cognitivos, adquiridos en el proceso de socialización y experiencias individuales, concretándolos en pensamientos, emociones y disposición a actuar (Aguilar Cordero, Mur Villar, Padilla López, García Espinosa, & García Aguilar, 2012). En análisis de la actitud ante la toma de decisión de IVE permite la identificación de factores personales, morales, sociales, familiares y de pareja, que se conjugan para crear escenarios de apoyo o acoso que determinan la decisión, inclusive el método de aborto; por ende, el riesgo con el que se realiza el proceso (Dasgupta, Biswas, Das, & Roy, 2019).
Dentro de los múltiples instrumentos que permiten identificar la actitud ante el aborto, resalta la escala de actitud ante el aborto (EAA), ideada por Rosemary J. Crock en 2007, por ser un instrumento de investigación sobre las posturas pro-elección y pro-vida en el tema de la IVE, basado en una serie de viñetas con escala Likert que analiza factores, tanto internos como externos, intervinientes en la decisión de la IVE (Crock, 2007). Esta escala destaca por incluir múltiples variables determinantes en el tema: desde consideraciones éticas, religiosas, económicas, familiares, pareja e individuales, con la innovación de la utilización de viñetas, escenarios hipotéticos, para identificar las variables y la interacción entre ellas.
Las viñetas de investigación han resultado útiles en el análisis de toma de decisiones, ya que implican la conjunción de conocimientos y experiencias concretándose en escenarios controlados que evidencian el influjo de determinados factores en la toma de decisión (Evans et al., 2015). Este tipo de instrumentos presentan ventajas en cuanto a contextualizar los temas de investigación, lo que permite la obtención de respuestas enriquecidas, con atención a las percepciones, sentimientos y experiencias en relación con el contenido de la viñeta (Kandemir & Budd, 2018). No se conocen precedentes de instrumentos en español con viñetas sobre el tema de la decisión de la IVE, por lo que la traducción de la EAA, permitiría la identificación de los conocimientos, posturas y experiencias a través de las viñetas, con el argumento que, en su versión original, comprobó ser un instrumento consistente y confiable. Por lo que el objetivo fue traducir y validar al español el instrumento abortion attitude scale (EAA), instrumento basado en viñetas con escenarios que analizan la actitud de los jóvenes ante la toma de decisión en la IVE.
Desarrollo
Tipo de estudio
Se realizó un estudio observacional, prospectivo, trasversal con método de muestro no probabilístico.
Participantes
Se aplicó una prueba piloto a 150 estudiantes universitarios del área de Ciencias de la Salud de una Universidad pública de las licenciaturas de Médico Cirujano, Enfermería y Psicología.
Instrumentos
Se aplicaron los siguientes instrumentos: cuestionario de datos sociodemográficos que incluía datos sobre edad, escolaridad, lugar de residencia, y hábitos de salud. La Escala de Actitud ante el Aborto (EAA), de Rosemary J. Crock (Crock, 2007), la cual examina las actitudes de la permisibilidad y variables que intervienen en la toma de decisiones de la interrupción voluntaria del embarazo, tanto en hombres como en mujeres con la instrucción que los hombres respondan, asumiendo que la mujer de quién se habla en la encuesta es su pareja. La EAA recaba información sobre los factores que influyen en la toma de decisión de la IVE, tanto factores internos y externos, para identificar la permisibilidad de la IVE. La estructura EAA consta de dos subescalas: La primera corresponde a la aceptabilidad de la IVE bajo una serie de condiciones, en las que se podría interrumpir el embarazo, p. ej. “ella no quiere que sus padres sepan que ella está embarazada”; “hay una gran posibilidad de que el bebé tenga una discapacidad grave”. Contiene 26 ítems, con una escala Likert de 5 niveles. El puntaje mínimo es 26, lo que indica total desacuerdo para la IVE y la puntuación máxima de 130 puntos, lo que indica total acuerdo a la IVE. Los primeros 13 reactivos piden se responda la escala en tercera persona: “Si estuvieras hablando por alguien más que quedó embarazada, ¿bajo qué condiciones estarías de acuerdo o en desacuerdo que sería aceptable para ella interrumpir el embarazo?” (Crock, 2007); los 13 ítems restantes piden se conteste en primera persona: “Hablando por ti mismo, si tú o tu pareja quedaron embarazados, ¿bajo qué condiciones estarías de acuerdo o en desacuerdo en las que sería aceptable interrumpir el embarazo?” (Crock, 2007).
La segunda subescala corresponde 16 viñetas, una serie de pequeñas narraciones sobre el tema del aborto, en el que se destacan cuatro elementos en cada escenario: futuro de la gestante, padre del bebé; padres de la gestante y factor económico, con el propósito de identificarlos y analizar la interacción de las dimensiones como determinantes en la toma de decisión de la IVE.
Después de cada viñeta hay dos preguntas con escala Likert. La primera es sobre el nivel de acuerdo con que la mujer gestante aborte en el contexto descrito por la viñeta: “¿En qué medida estás de acuerdo que la mujer embarazada interrumpa el embarazo?”; la segunda pregunta es sobre la probabilidad que la mujer aborte en la situación descrita en la viñeta: “¿Qué tan probable cree que una persona en esta situación siga adelante e interrumpa el embarazo?”
Procedimiento de la traducción del EAA
La primera fase se realizó con la metodología de criterio (racional) para la equivalencia de la traducción (Ribeiro, Gómez-Conesa, & Montesinos, 2010) consistió en la traducción del instrumento “abortion actitude scale” de Rosemary J. Crock. El proceso inició con la traducción al español, por parte de dos integrantes del equipo de investigación, ambos profesionales del ámbito de la salud, con dominio de la lengua inglesa. Las dos traducciones se realizaron de manera independiente una de la otra, uno de los investigadores con dominio del tema de la IVE y de los objetivos del proyecto; el otro investigador los desconocía, con la finalidad de notar sutilezas en la adaptación de la versión, tal como lo recomienda Tsang, Royse y Terkawi (Tsang, Royse, & Terkawi, 2017).
Una vez obtenida la primera traducción del instrumento, se realizó la validación de la traducción y de constructo del instrumento por el método de validez por jueceo (Escobar-Pérez & Cuervo-Martínez, 2008), la cual se realizó con un grupo de 19 profesionales del área de Ciencias de la Salud (Médicos, Psicólogos y Enfermeros) a los cuales se les entregó un resumen del proyecto de investigación y una rúbrica para evaluar la calidad de la traducción. El documento contenía el texto original en idioma inglés y enseguida la traducción al español con una escala de idoneidad de traducción y con las siguientes opciones de evaluación: adecuada, mejorable e inadecuada, así como un espacio para poder realizar observaciones, comentarios o traducciones alternativas. Se pidió a los jueces evaluaran el instrumento en cuanto a los siguientes elementos: a) presentación de instrumento, b) adecuación de redacción de los ítems, c) pertinencia de los términos y d) relevancia del contenido.
La siguiente fase consistió en la traducción inversa realizada por traductores profesionales con la técnica de enmarcamiento en la que se desconocía la versión original del cuestionario, así como de la ausencia de conocimientos sobre el tema y los objetivos de la investigación, tal como la realizada por Ramada-Rodilla, Serra-Pujadas y Delclós-Clanchet (Ramada-Rodilla, Serra-Pujadas, & Delclós-Clanchet, 2013). De lo anterior se obtuvo como resultado la versión preliminar del instrumento.
Para la prueba piloto se aplicó la EAA a una muestra no probabilística de 150 estudiantes universitarios de una Universidad Pública de las licenciaturas de Medicina, Enfermería y Psicología: 50 participantes por cada licenciatura.
Análisis de datos
Se realizaron análisis descriptivos: medias y desviaciones entandar para conocer las características sociodemográficas de la población. Para determinar la consistencia interna del instrumento (fiabilidad), se realizó la prueba del Alfa de Cronbach tanto a la escala en general, como a cada subescala, mediante al paquete estadístico SPSS versión 22. Se estableció el criterio que el resultado de la prueba debía ser superior al 0.7 para tener una consistencia suficiente (Cervantes, 2005).
En cuanto a la validación de constructo, se realizó mediante un análisis factorial confirmatorio con ecuaciones estructurales (SEM), con el software AMOS, en su versión 22, con el objetivo de comprobar el ajuste del modelo original de la escala propuesta por la autora de la EAA. Como el modelo no resultó adecuado al modelo factorial confirmatorio, se realizó un análisis factorial exploratorio (AFE), con extracción inicial por el método de componentes principales y rotación Varimax. Para identificar los factores, se consideraron los pesos factoriales superiores 0.4, índice de KMO superior a 0.70 y prueba de esfericidad de Barlett menor a 0.05. Por último, se realizó un análisis factorial confirmatorio mediante SEM para comprobar la idoneidad del modelo identificado en el AFE.
Aspectos éticos
Previa la fase empírica (Ribeiro et al., 2010) (Ribeiro et al., 2010), se registró el protocolo ante la Secretaría de Estudios Avanzados de la Universidad Autónoma del Estado de México (UAEMex).
Se obtuvo aprobación del Comité de Ética en investigación del Centro de Investigaciones Médicas de la UAEMex (CICMED) para la realización de la investigación.
Todos los cuestionarios fueron aplicados previa lectura y firma del consentimiento voluntario e informado de todos los participantes que accedieron a contestar el instrumento. En el que se explicitó la investigación, posibles riesgos y se garantizó la confidencialidad de la información recaba, uso exclusivo de los autores de la investigación, para los objetivos que le fueron dados a conocer.
Resultados
Para este estudio, la población estuvo conformada por 150 adultos jóvenes, estudiantes universitarios de las licenciaturas en ciencias de la salud: enfermería (n=50), medicina (n=50) y psicología (n=50). El 70.7% fueron mujeres (n=106), mientras que el 29.3% eran hombres (n=44). La edad media fue de 19.71 ± 1.6 años, en un rango comprendido de 18 a 24 años. El 34.7% cursaban el primer año de licenciatura (n=52), 28.7% el segundo año (n=43), 19.3% el tercero (n=29) y 17.3% el cuarto año (n=26). El 93.3% declaró ser soltero (n=140), 5.3% en unión libre (n=8) y 1.3% casado (n=2). 64.7% de los encuestados manifestaron haber tenido relaciones sexuales (n=97), la edad media de la primera relación sexual fue de 17.31± 1.6 años, mientras que el 35.3% declaró aún no haberlas tenido (n=53). En cuanto religión, el 76.7% se identificaron como católicos (n=115), el 8% como cristianos (n=12) y 15.3% no se identificaron con ninguna relación (n=23).
En la fase de traducción, los resultados de la validación por expertos permitieron conocer propuestas para mejorar la traducción, para la cual se estableció el criterio realizar modificaciones a los ítems si lo sugerían al menos 3 jueces. Cinco ítems cumplieron el criterio anterior, por lo que fueron modificados según la recomendación de los expertos.
En cuanto a los criterios de presentación de instrumento, redacción de los ítems, pertinencia de los términos y relevancia del contenido, 17 de 18 jueces consideraron adecuado el instrumento, solo un juez consideró revisar la redacción de los ítems, especificando algunas observaciones, las cuales fueron tomadas en cuenta.
En la última etapa de traducción, los resultados de la traducción inversa no tuvieron diferencias significativas de contenido respecto a la versión en inglés, por lo que no fue necesario realizar modificaciones. La prueba de fiabilidad tuvo un resultado de α = 0.91*. Los resultados de la primera subescala, sobre la permisibilidad de la IVE, fue de α = 0.89 y la segunda parte, las viñetas, de α = 0.88, por lo se comprobó adecuada fiabilidad de la escala según el criterio establecido para el estadístico (α > 0.7) (Cervantes, 2005).
Se realizó un análisis factorial confirmatorio (AFC), para comprobar si los dominios identificados por la autora del instrumento coincidían con los dominios identificados de la prueba piloto. La autora propuso un modelo que consistía en dos dominios: “preparación percibida”, al que le correspondían los ítems b, a, i, k, g, c, h, j; mientras que el siguiente dominio, “factores extenuantes”, correspondían los ítems f, l, e, d. Con base en los resultados obtenidos, se demostró que el modelo factorial propuesto por Rosemary J, Crock, no tuvo resultados significativos en el análisis factorial confirmatorio para el instrumento traducido (Tabla 1), por lo que se procedió a una re-especificación del modelo factorial.
Tabla 1 Índices de ajuste esperados para un modelo de ecuaciones estructurales e índices obtenidos para el análisis factorial confirmatorio.
| Tabla 1. Índices de ajuste esperados para un modelo de ecuaciones estructurales e índices obtenidos para el análisis factorial confirmatorio. | ||
|---|---|---|
| Índice de ajuste | Esperado | Obtenido |
| Chi-Cuadrado x 2 | >0.05 | 0.001 |
| Discrepancia entre x 2 y grados de libertad;(CMIN/DF) | <5 | 2.17* |
| Índice de bondad de ajuste (GFI) | 0.90 - 1 | 0.87 |
| Índice de ajuste ponderado (AGFI) | 0.90 - 1 | 0.82 |
| Índice residual de la raíz cuadrada media (RMR) | Lo más cercano a 0 | 0.12 |
| Error cuadrático media de aproximación (RMSEA) | < 0.05 / 0.08 | 0.08 |
| Índice de ajuste comparativo (CFI) | 0.90 - 1 | 0.89 |
| Índice de ajuste normalizado (NFI) | 0.90 - 1 | 0.82 |
| Índice no normalizado de ajuste (TLI) | 0.90 - 1 | 0.87 |
| CMIN/DF: chi-square fit index divided by degrees of freedom; GFI: Goodness of Fit Index; AGFI: Adjusted Goodness of Fit Index; RMR: Root Mean Square Residual; RMSA: Root Mean Square Error of Approximation; CFI: Comparative Fit Index; NFI: Normed Fit Index; TLI: Tucker-Lewis Index. | ||
Fuente: Constructo de los autores.
Para le re-especficación, se realizó la prueba de esfericidad de Bartlett y test de KMO para determinar la viabilidad del análisis factorial exploratorio de componentes principales con método de rotación varimax para cada una de las dos subescalas del instrumento. Para la primera parte del instrumento, los resultados de la prueba de KMO fue de 0.82 y la prueba de Bartlett fue de 0.001, confirmando la pertinencia del análisis factorial; el AFE permitió identificar dos factores que conjuntamente representaron el 50.8% de la varianza, tomando en cuenta los factores con cargas mayores a 0.40 (Stacciarini & Pace, 2017). Los resultados se muestran en la Tabla 2.
Tabla 2 Análisis factorial exploratorio de componentes principales con método de rotación varimax, primera subescala de EAA (N=150).
| Tabla 2. Análisis factorial exploratorio de componentes principales con método de rotación varimax, primera subescala de EAA (N=150). | ||
|---|---|---|
| Factores rotados | ||
| Ítems de subescala 1 | Factores internos | Factores externos |
| b. Ella no quiere casarse con el padre del bebé | .701 | |
| c. Ella no quiere que sus padres sepan que ella está embarazada | .685 | |
| a. Ella no se siente preparada para tener un bebé | .679 | .448 |
| h. Por cualquier motivo, en cualquier momento del embarazo | .675 | |
| i. Ella está casada y no quiere tener más hijos | .635 | .562 |
| d. Sus padres quieren que ella aborte | .611 | |
| j. El padre del bebé quiere que la mujer aborte | .602 | |
| k. El padre del bebé quiere tener al bebé | .447 | |
| f. El embarazo es el resultado de una violación | .743 | |
| g. La familia tiene un ingreso muy bajo y siente que no pueden costear más hijos | .469 | .710 |
| l. Continuar con el embarazo dañaría su salud: física, emocional, psicológica, familiar (relacionada con la familia) y relacionada con la edad | .689 | |
| e. Hay una gran posibilidad que el bebé tenga una discapacidad grave | .571 | |
| m. No hay condiciones bajo las cuales el aborto sea aceptable | ||
| Variancia Explicada para Cada Factor | 27.21% | 23.61% |
| Medida Kaiser-Meyer-Olkin de adecuación de muestreo | 0.85 | |
| Prueba de esfericidad de Bartlett | 759.10, p = 0.001 (df = 78) | |
Fuente: Constructo de los autores.
Los dos dominios se identificaron como “factores internos” y “factores externos”. El dominio de los “factores internos” refiere a los ítems que evidencian la autonomía en la decisión, correspondiente a los ítems (b, c, a, h, i, d, j, k); mientras que los “factores externos” refieren a los elementos que no dependen de la decisión, sino de la dependencia de factores externos, correspondientes a los ítems (f, g, l, e, m). Con base en los resultados factoriales, el ítem “m” fue eliminado, por no cumplir con el criterio de carga factorial. Se eliminaron 4 ítems del modelo debido a la insuficiencia de cargas factoriales: “j” (0.39), “d” (0.30) y “k” (0.10). Los resultados del modelo se muestran en la Tabla 3.
Tabla 3 Modelo de ecuaciones estructurales e índices obtenidos para el análisis factorial confirmatorio de la subescala 1 de traducción EAA.
| Tabla 3. Modelo de ecuaciones estructurales e índices obtenidos para el análisis factorial confirmatorio de la subescala 1 de traducción EAA. | ||
|---|---|---|
| Índice de ajuste | Esperado | Obtenido |
| Chi-Cuadrado x 2 | >0.05 | 0.001 |
| Discrepancia entre x 2 y grados de libertad;(CMIN/DF) | <5 | 2.06 |
| Índice de bondad de ajuste (GFI) | 0.90 - 1 | 0.93 |
| Índice de ajuste ponderado (AGFI) | 0.90 - 1 | 0.87 |
| Índice residual de la raíz cuadrada media (RMR) | Lo más cercano a 0 | 0.10 |
| Error cuadrático media de aproximación (RMSEA) | < 0.05 / 0.08 | 0.08 |
| Índice de ajuste comparativo (CFI) | 0.90 - 1 | 0.95 |
| Índice de ajuste normalizado (NFI) | 0.90 - 1 | 0.92 |
| Índice no normalizado de ajuste (TLI) | 0.90 - 1 | 0.93 |
| CMIN/DF: chi-square fit index divided by degrees of freedom; GFI: Goodness of Fit Index; AGFI: Adjusted Goodness of Fit Index; RMR: Root Mean Square Residual; RMSA: Root Mean Square Error of Approximation; CFI: Comparative Fit Index; NFI: Normed Fit Index; TLI: Tucker-Lewis Index. | ||
Fuente: Constructo de los autores.
El análisis de medidas de ajuste de la parsimonia, para comparar el ajuste de los modelos factoriales, mostró que el nuevo modelo, propuesto por los autores del presente artículo, obtuvo valores más cercanos a 0, respecto al modelo factorial original (Tabla 4).
Tabla 4 Comparación de medidas de ajuste de la parsimonia entre modelos de ajuste.
| Tabla 4. Comparación de medidas de ajuste de la parsimonia entre modelos de ajuste. | ||
|---|---|---|
| Índice de ajuste | Modelo original | Modelo propuesto |
| Ratio de Parsimonia (PRATIO) | .821 | .694 |
| Ajuste de parsimonia al Índice de Ajuste Comparado (PCFI). | .733 | .665 |
| Índice de ajuste Normado de Parsimonia (PNFI). | .675 | .640 |
| Criterio de Información de Akaike (AIC). | 193.47 | 91.53 |
| Pratio: parsimony ratio; PCFI parsimony Comparative Fit Index; PNFI parsimony normed fit index; AIC: Akaike information criterion. | ||
Fuente: Constructo de los autores.
En la segunda parte del instrumento, en la subescala de las viñetas, se realizó un análisis factorial exploratorio de componentes principales con método de rotación Varimax. Después de comprobar la viabilidad del análisis factorial (KMO = 0.90; prueba de Bartlett <0.001), se estableció el criterio de eliminar los ítems con cargas inferiores a 0.40 (ítem f, d y a), con lo que se identificaron 2 factores: “Preparación percibida” y “factores atenuantes”, que conjuntamente representaron el 58.78% de la varianza explicada (tabla 5).
Tabla 5 Análisis factorial exploratorio de componentes principales con método de rotación varimax, segunda parte de EAA (N=150).
| Tabla 5. Análisis factorial exploratorio de componentes principales con método de rotación varimax, segunda parte de EAA (N=150). | ||
|---|---|---|
| Factores rotados. | ||
| Ítems de 2° subescala | Preparación percibida | Factores atenuantes |
| Viñeta O: fg-; im-; pb+; pg- | .803 | |
| Viñeta P: fg-; im-; pb-; pg- | .798 | |
| Viñeta J: fg-; im+; pb-; pg+ | .786 | |
| Viñeta N: fg-; im-; pb-; pg+ | .757 | |
| Viñeta L: fg-; im+; pb-; pg- | .742 | |
| Viñeta K: fg-; im+; pb+; pg- | .689 | |
| Viñeta H: fg+; im-; pb-; pg- | .587 | |
| Viñeta I: fg-; im+; pb+; pg+ | .555 | |
| Viñeta M: fg-; im-; pb+; pg+ | .533 | |
| Viñeta E: fg+; im-; pb+; pg+ | .743 | |
| Viñeta G: fg+; im-; pb+; pg- | .738 | |
| Viñeta C: fg+; im+; pb+; pg- | .685 | |
| Viñeta F: fg+; im-; pb-; pg+ | ||
| Viñeta D: fg+; im+; pb-; pg- | ||
| Viñeta A: fg+; im+; pb+; pg+ | .680 | |
| Viñeta B: fg+; im+; pb-; pg+ | .493 | |
| Variancia Explicada para Cada Factor | 38.60% | 20.17% |
| Medida Kaiser-Meyer-Olkin de adecuación de muestreo. | 0.90 | |
| Prueba de esfericidad de Bartlett | 2071.14, p < 0.001 (df = 120) | |
| FG: futuro de la gestante; IM: impacto moral; PB: padre del bebé; PG: padres de la gestante. +: factor positivo, -: factor negativo. | ||
Fuente: Constructo de los autores.
El factor “preparación percibida” se refiere a las viñetas que tienen en común un contexto favorable respecto realización personal y profesional de la mujer embarazada y corresponde a las viñetas e, g, c y b; mientras que los “Factores atenuantes” refiere a las viñetas en las que existe un contexto desfavorable en el ámbito personal y profesional de la mujer embarazada y corresponden a las viñetas o, p, j, n k, h, i y m.
Posteriormente, los resultados del análisis factorial confirmatorio comprobaron la idoneidad de los factores (tabla 6), demostrando un correcto ajuste del modelo factorial.
Tabla 6 Modelo de ecuaciones estructurales e índices obtenidos para el análisis factorial confirmatorio de la 2° subescala de la traducción EAA.
| Tabla 6. Modelo de ecuaciones estructurales e índices obtenidos para el análisis factorial confirmatorio de la 2° subescala de la traducción EAA. | ||
|---|---|---|
| Índice de ajuste. | Esperado. | Obtenido. |
| Chi-Cuadrado x 2 | >0.05 | 0.001 |
| Discrepancia entre x 2 y grados de libertad;(CMIN/DF) | <5 | 1.58 |
| Índice de bondad de ajuste (GFI) | 0.90 - 1 | 0.91 |
| Índice de ajuste ponderado (AGFI) | 0.90 - 1 | 0.87 |
| Índice residual de la raíz cuadrada media (RMR) | Lo más cercano a 0 | 0.14 |
| Error cuadrático media de aproximación (RMSEA) | < 0.05 / 0.08 | 0.06 |
| Índice de ajuste comparativo (CFI) | 0.90 - 1 | 0.96 |
| Índice de ajuste normalizado (NFI) | 0.90 - 1 | 0.90 |
| Índice no normalizado de ajuste (TLI) | 0.90 - 1 | 0.94 |
| CMIN/DF: chi-square fit index divided by degrees of freedom; GFI: Goodness of Fit Index; AGFI: Adjusted Goodness of Fit Index; RMR: Root Mean Square Residual; RMSA: Root Mean Square Error of Approximation; CFI: Comparative Fit Index; NFI: Normed Fit Index; TLI: Tucker-Lewis Index. | ||
Fuente: Constructo de los autores.
Discusión
El objetivo de la presente investigación fue traducir, adaptar y validar al español Abortion Attitudes Scale en población universitaria mexicana en licenciaturas de Ciencias de la Salud, con la finalidad de proporcionar un instrumento innovador y completo que aporte sustancialmente a la comprensión y explicación del fenómeno de la IVE en población joven. Con base en los resultados, la EEA ha demostrado su pertinencia como un instrumento capaz de identificar elementos que se consideran determinantes en la toma de decisión de la IVE.
La metodología empleada en la traducción siguió las recomendaciones para adecuarla al idioma español e incluyó las fases de traducción directa, inversa, validación por jueceo; contempladas en validaciones como las realizadas por Aguilar-Barojas, Jiménez-Sastré y Castillo-Orueta (Aguilar-Barojas, Jiménez-Sastré, & Castillo-Orueta, 2018); Briñez, Caro, Do Prado (Ariza, Castillo, & Do Prado, 2018); Vallejo-Medina, Pérez-Durán y Saavedra-Roa (Vallejo-Medina, Pérez-Durán, & Saavedra-Roa, 2018).
La validación de expertos retroalimentó la traducción, las aportaciones permitieron adecuar y homologar los términos a la población objetivo, además de comprobar la relevancia del contenido del instrumento, resultando adecuada para los jueces.
La traducción inversa se realizó por profesionales en el idioma inglés, además fue evaluada por los integrantes del equipo de investigación, los que evaluaron a la traducción como equivalente, ya que no presentó diferencias significativas en cuanto a los términos utilizados y al sentido general del instrumento.
La adaptación del instrumento cuidó el argot para adultos jóvenes universitarios, ya que fue ideado originalmente para estudiantes de bachillerato (Crock, 2007). En la prueba piloto no existieron cuestionamientos o reportes de confusión de términos empleados, por lo que se comprobó su claridad de redacción para esta población, aspecto importante, ya que no se ha realizado alguna otra traducción del instrumento para poder comparar los resultados.
Los resultados de la prueba de Alpha de Cronbach demostraron una adecuada consistencia interna, coincidiendo con los resultados de la investigación realizada por la autora original Rosemary J. Crock (Crock, 2007), ya que tiene un valor de Alpha de α=0.80 y α=0.83, para la primer y segunda escala respectivamente, por lo que ambos resultados (tanto el del estudio original, así como el de la presente validación) se consideran estadísticamente significativos, lo que se traduce en una buena consistencia interna (A. S. Singh, 2017). Atendiendo a las recomendaciones de Domingo Lara, sobre la necesidad de aplicar la prueba de alfa de Cronbach en los factores identificados de los instrumentos (Lara, 2016), los resultados indicaron adecuada consistencia interna en todos los factores identificados: primer subestaca: factores internos α=0.91, factores externos α=0.87; segunda subescala, factor preparación percibida α=0.87 y factor de circunstancias atenuantes α=0.76.
Los resultados muestran un ajuste satisfactorio del modelo, a partir de los criterios de adecuación, por lo que el modelo confirmatorio propuesto es más adecuado que el realizado en el estudio original (tabla 4), ya que los resultados de medidas de ajuste de la parsimonia fueron cercanos a 0, lo que indicó un mejor ajuste del modelo (Escobedo Portillo, Hernández Gómez, Estebané Ortega, & Martínez Moreno, 2016; Vargas, 2006).
Se ha reportado la idoneidad de viñetas como método de investigación en estudios sobre actitudes, investigaciones como las realizadas por Gaona, Torres y Charles (Gaona, Torres, & Charles, 2018); (Lupano y Castro Lupano Perugini & Castro Solano, 2013); ( Azuato et.al.Aziato et al., 2016), coinciden en la validez de las viñetas para identificar componentes de las actitudes. Aunado a la anterior, las viñetas también han demostrado su utilidad en la toma de decisiones, ya que permite analizar los factores influencian los juicios de las personas (Evans et al., 2015). Concretamente sobre el tema del aborto, investigaciones como en las desarrolladas por Macleod, Sigcau y Luwaca (Macleod, Sigcau, & Luwaca, 2011), Moulin et. al. (Moulin, Muñoz Sastre, Sorum, & Mullet, 2017), ( Moulin et. al. Kruepke, Molloy, Bresin, Barbey, & Verona, 2018) exploran elementos implicados en la actitud sobre el aborto, pero una búsqueda en gestores de artículos científicos no logró identificar algún instrumento que emplee viñetas en idioma español, por lo que la traducción de la EAA proporciona una forma innovadora y exhaustiva de abordar la temática.
Las características factoriales del presente instrumento coinciden con la literatura sobre los modelos de toma de la decisión de la IVE, en donde factores como los padres y la pareja, en los que una percepción de falta de apoyo se traduce en una mayor predisposición al aborto (Elizalde & Mateo, 2018; Wigdor, Johnson, & Vaggione, 2017). Incluso en modelos más complejo como el propuesto Holmberg y Wahlberg, en el que los sentimientos, conflictos morales, calidad de imparto y factores psicosociales tienen gran influjo en la decisión de continuar o interrumpir el embarazo (Holmberg & Wahlberg, 2000).
Por su parte, Sandoval, García y Bustos, aluden a elementos como procesamiento de información sobre la IVE, la postura a favor o en contra de la práctica de la IVE, probabilidad de IVE en relación a las expectativas de pareja y factores económicos (Sandoval, García, & Bustos, 2016). Huanuco y otros identificaron 4 factores predominantes en la toma de decisión: económico, familiar, pareja y proyecto de vida. La interacción de dichos factores predisponía, o no, optar por la IVE, ya que se reportó que la interacción de tres factores explica en mayor medida la toma de decisión de la IVE (Gaspar Huanuco, Rojas, & Mery, 2018).
La sensibilidad de la EAA permite identificar las variables contempladas en la literatura, comprobando con ello su pertinencia como un instrumento adecuado para identificar y analizar las variables.
Conclusiones
La traducción y validación satisfactoria de la presente escala permite aportar un instrumento innovador y exhaustivo sobre la temática de la interrupción voluntaria del embarazo a la comunidad científica, ya que no se tiene conocimiento de algún otro instrumento basado en viñetas en idioma español. La EAA proporciona valiosa información que contribuye a entender el fenómeno desde una perspectiva integral, al considerar elementos que han demostrado su participación en la toma de decisión de la IVE.
