En la actualidad, existe un creciente interés por las intervenciones con adolescentes encaminadas a la reducción del estigma hacia las personas con problemas de salud mental. Desafortunadamente, el número de escalas disponibles en castellano para evaluar el estigma en estas edades es reducido. El presente trabajo tiene por objetivo adaptar y validar en población española la Escala de Actitudes Estigmatizadoras hacia la Salud Mental entre Iguales (PMHSS-24).
Material y métodosParticiparon 443 adolescentes (46,6% mujeres y 53,7% hombres) de entre 13 y 17 años (Medad=14,64; DE=0,83) alumnos de 3.° y 4.° de Educación Secundaria Obligatoria. Se calculó la consistencia interna de la prueba, se realizó un análisis factorial exploratorio (AFE) con la mitad de la muestra y otro confirmatorio (AFC) con la otra mitad, y se halló la invarianza de medición de la escala a través del sexo.
ResultadosEl AFE arrojó una estructura de 2factores para la escala negativa (53% de la varianza explicada) y otros 2para la positiva (62% de la varianza explicada). El AFC corroboró la estructura factorial con adecuados indicadores de bondad de ajuste (CFI>0,95; NNFI>0,95; SRMR <0,08; RMSEA <0,08). Las cargas factoriales oscilaron entre 0,49 y 0,89, con una correlación entre factores r=0,53 y 0,45. Ambas subescalas exhibieron valores de αóptimos (negativa 0,94 y positiva 0,81). La escala fue invariante entre sexos.
ConclusionesEl PMHSS-24 puede ser un instrumento útil para el cribado inicial de los estereotipos que exhiben los adolescentes hacia las personas con dificultades emocionales.
There is currently a growing interest in interventions aimed at the reduction of stigma towards people with emotional difficulties in adolescents. Unfortunately, the number of scales available in Spanish to assess stigma at these ages is limited. This paper aims to adapt and validate the scale of stigmatizing attitudes towards mental health among peers (Peer Mental Health Stigmatization Scale PMHSS-24).
Material and methodsA total of 443 adolescents (46.6% female and 53.7% male) between 13 and 17 years of age participated (Mage=14.64; SD=.83) in the 3rd and 4th grades of Obligatory Secondary Education. The internal consistency of the test was calculated, an exploratory factorial analysis (EFA) was performed with half of the sample and a confirmatory one (CFA) with the other half, and the invariance of measurement of the scale through sex was found.
ResultsThe EFA showed a two-factor structure for the negative scale (53% of the variance explained) and another 2for the positive scale (62% of the variance explained). The CFA corroborated the factor structure with appropriate goodness-of-fit indicators (CFI>.95; NNFI>.95, SRMR<.08, RMSEA<.08). Factor loads ranged from .49 to .89, with α factor correlation between r=.53 and .45. Both subscales exhibited optimal alpha values (negative .94 and positive .81). The scale was invariant between the sexes.
ConclusionsThe data suggest that PMHSS-24 may be a useful scale for the initial screening of the stereotypes exhibited by adolescents toward people with mental illness.
Las modificaciones que se han ido produciendo en las últimas décadas en la conceptualización que la población tiene sobre los problemas de salud mental son aún muy limitadas y es común observar cómo continúan apareciendo actitudes negativas hacia las personas con este tipo de dolencias. El estigma es un constructo complejo que engloba tres dimensiones, la cognitiva (estereotipo), la afectiva (prejuicio) y la comportamental (discriminación). Ideas como la potencial peligrosidad, la impredecibilidad, la debilidad o el planteamiento de que los afectados tienen algún grado de responsabilidad en la aparición de su trastorno se mantienen como estereotipos poco sensibles al cambio1-6.
Aunque los prejuicios no suelen ser expresados de manera explícita, los efectos comportamentales (discriminación) asociados a ellos son claramente percibidos por las personas afectadas, lo que ejerce un importante impacto en sus vidas, bienestar psicológico, autoestima y posibilidades de desempeño de roles sociales significativos7-10. El autoestigma vinculado a su interiorización deteriora el autoconcepto, el sentido de pertenencia al grupo (identidad social) y puede actuar, además, como un obstáculo que limita el reconocimiento de las dificultades y la búsqueda efectiva de ayuda profesional para su resolución11-16.
La adolescencia es una época especialmente interesante para el desarrollo de estrategias antiestigma. En primer lugar, por la alta incidencia de aparición de dificultades emocionales en esta etapa, que se estima en torno a un 15-20% a lo que se añade la opinión generalizada de que estos problemas están infraestimados e infratratados17-20. En segundo, porque es precisamente en este momento evolutivo cuando comienzan a cristalizar las ideas y estereotipos que más adelante pasarán a configurar el estilo de acercamiento adulto a los problemas de salud mental21,22. Los datos acumulados de los diferentes metaanálisis y estudios empíricos subrayan, además, que se trata de una etapa muy sensible al cambio y que las intervenciones en estas edades pueden resultar costo-eficientes con una inversión de medios limitada23-29.
Comprender cómo conceptualiza el adolescente las dificultades de tipo emocional y desarrollar instrumentos de evaluación específicos para esta población son 2objetivos clave para el desarrollo de acciones de prevención y promoción efectivas. El proceso de desarrollo afectivo, cognitivo y social en el que se encuentra el adolescente determina una construcción del estigma particular que, en algunos aspectos, está alejada de la del adulto, por lo que ambas poblaciones parecen no ser comparables6,30-36. Sin embargo, aun hoy día, el estudio del estigma en adultos sigue suscitando una atención más preferencial, lo que se refleja en la existencia de un importante número de escalas para su objetivación, si bien continúa señalándose que la fiabilidad y propiedades psicométricas de muchas de ellas son limitadas37.
Este problema es extrapolable al ámbito de actuación del estigma en adolescentes, con el añadido de que el número de medidas se reduce de manera considerable. Aunque recientemente se han construido nuevos instrumentos38 y validado algunos otros al castellano, su número continúa siendo escaso. En la actualidad, contamos con algunas adaptaciones que han mostrado adecuada consistencia interna y evidencias de validez, pero que presentan, a nuestro entender, limitaciones para su uso con este perfil poblacional, bien porque han sido «exportadas» de la medida del estigma en adultos y son escalas largas (como es el caso de la Community Attitudes towards Mental Illnnes, CAMI)39, bien porque, aunque su extensión sea más reducida, la muestra de validación no se ha perfilado de manera exclusiva sobre esta población o está dirigida hacia un tipo de problemática mental particular, como es el caso del Cuestionario de Actitudes de los Estudiantes hacia la Esquizofrenia40. Recientemente, se ha adaptado y validado al catalán el Youth Program Questionnarie (YPQ)41, un instrumento de evaluación corto, integrado dentro de la estrategia antiestigma Open Minds42, pero del que no se encuentra disponible la versión en español.
A las limitaciones derivadas de la escasez de pruebas se les unen otras como la necesaria adecuación de sus contenidos al rango de edad específico (comprensibilidad) o a los requerimientos motivacionales que estas imponen (extensión). Ambos factores son cruciales desde la perspectiva de la intervención. De manera habitual, los programas antiestigma con adolescentes se desarrollan con unas limitaciones de tiempo importantes, la mayoría de las veces en horario lectivo y en el contexto de la propia aula. Estas circunstancias, que se suelen señalar como un componente para mejorar los resultados43-46, imponen como requerimiento que el proceso de evaluación esté muy optimizado, con una carga de tiempos controlada y que no interfiera de manera notable en la propia intervención. Por todo ello, se hace necesario contar con medidas que exhiban propiedades psicométricas adecuadas y sean breves, de forma que se facilite su aplicación. La Peer Mental Health Stigmatization Scale (PMHSS-24)47 cumple, a priori, con estas condiciones: es un instrumento corto y está diseñado específicamente para su utilización con población adolescente.
Este trabajo tiene como objetivos: 1) adaptar al español la PMHSS-24; 2) estudiar su estructura factorial; 3) hallar la consistencia interna de la escala y 4) analizar la invarianza de medición de esta a través del sexo. Se plantea la hipótesis de que con la muestra analizada se obtenga una estructura factorial del PMHSS-24 similar a la obtenida en la validación original y que las puntuaciones sean fiables, y se presupone que los constructos medidos tienen la misma estructura y significado entre chicos y chicas.
Material y métodosParticipantesEl estudio forma parte del proceso de implantación de una estrategia para reducir el estigma en las aulas llevada a cabo por la Unidad de Gestión Clínica de Salud Mental del Hospital Universitario de Puerto Real a través del programa «Lo Hablamos». La recogida de datos se efectuó de forma colectiva en los 5centros de educación secundaria obligatoria de Puerto Real que aceptaron participar. Los criterios de inclusión de los participantes fueron: pertenecer al centro en cuestión, aceptar formar parte del estudio, tener una edad comprendida entre 13 y 17 años y estar cursando estudios de tercero o cuarto de enseñanza secundaria obligatoria. No se establecieron criterios explícitos de exclusión con objeto de que la muestra se acercara lo más posible al alumnado real en esas edades. La muestra inicial del estudio estaba formada por 497 adolescentes, de los que se eliminaron 53 por presentar valores perdidos en las variables sociodemográficas o en las pruebas de evaluación (3 o más ítems sin contestar). La muestra final de conveniencia la conformaron 443 participantes (46,6% mujeres y 53,4% hombres) con edades comprendidas entre 13 y 17 años (Medad=14,64; DE=0,83).
MedidaAntes de la adaptación del instrumento PMHSS-24, se solicitó permiso expreso a los autores de la escala, que dieron su autorización para emplearla de acuerdo con los objetivos del trabajo. Para realizar el estudio, se llevó a cabo la traducción, adaptación y retrotraducción del instrumento por un nativo castellano-inglés y a la inversa.
La escala PMHSS-2447 está compuesta por 24 ítems de respuesta múltiple de tipo Likert (de 1 a 5 puntos). Las preguntas están construidas de manera que se puede obtener información tanto del estigma percibido (creencias sobre lo que los demás piensan acerca de las personas afectadas) como del expresado. En el estudio de validación original se perfilaron 2subescalas, una negativa con 16 ítems y otra positiva con 8. La negativa se organiza alrededor de 2factores, «acuerdo con el estigma» (8 ítems), que se refiere al grado de identificación personal con las actitudes y conductas estigmatizadoras y «conciencia de estigma» (8 ítems), que alude a la percepción de estas actitudes en los demás. Estos 2factores explicaron el 35,66% de la varianza, con un valor de α de Cronbach de 0,81 (acuerdo con el estigma 0,75 y conciencia de estigma 0,71). La subescala positiva contiene 3 factores, «habilidad intelectual» (4 ítems), que incluye creencias positivas acerca de la inteligencia de la persona afectada, «recuperación» (2 ítems), que integra ideas sobre de su recuperación potencial, y «amistad» (2 ítems), referida a los deseos de contacto interpersonal. Los 3 factores explicaban el 61,02% de la varianza con un valor de αde 0,67 (habilidad intelectual 0,67; recuperación 0,73; amistad 0,44).
ProcedimientoLa aplicación de la prueba se llevó a cabo de manera grupal en el contexto de la propia clase y respetando el número de alumnos que la componían (grupos 25-30). Aunque el instrumento cuenta con instrucciones por escrito, estas se dieron también de forma verbal y conjunta a todos los participantes para asegurar una mejor comprensión. Al margen de lo anterior, dospersonas del equipo investigador estaban presentes durante la prueba, de manera que se garantizara la posibilidad de solventar las dudas individuales planteadas por el alumnado. El tiempo estimado para la cumplimentación fue de 20 min. Se siguieron las directrices de Muñiz y Fonseca48 en el procedimiento de administración del instrumento de medida. Para garantizar la confidencialidad de las respuestas, el cuestionario fue completado de forma anónima. Madres, padres y tutores fueron informados de los objetivos del estudio y dieron su consentimiento por escrito para que sus hijos participaran en la investigación. El estudio contó con la aprobación del Comité de Bioética del Hospital de Puerto Real (Cádiz) y en todos los procedimientos realizados con los participantes se garantizaron los estándares éticos de la Declaración de Helsinki (2013) y sus enmiendas posteriores49.
Análisis de datosSe analizaron los descriptivos (medias y desviaciones tipo), asimetría y curtosis del PMHSS-24 y el porcentaje de respuesta afirmativa a los ítems. Se sustituyeron los valores perdidos por la media del ítem. Se dividió la muestra al azar en dosmitades y se comprobó que no había diferencias estadísticamente significativas ni en sexo ni en edad. Con una mitad se llevaron a cabo los análisis factoriales exploratorios (AFE) y con la otra mitad los análisis factoriales confirmatorios (AFC). Para hallar evidencias de estructura interna de la escala PMHSS-24, se efectuaron dosAFE con el método de extracción Robust diagonally weighted least squares (RDWLS) sobre la matriz de correlaciones policóricas y rotación promin. Co los dosAFE se pretendía seguir el mismo procedimiento de los autores de la escala. Posteriormente, se efectuaron dosAFC con el método RDWLS, dada la naturaleza ordinal de los datos. La bondad de ajuste del modelo se evaluó mediante los indicadores Comparative fit index (CFI), Non-normed fit index (NNFI) (cuyos valores deben ser superiores a 0,90), Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA) (cuyos valores no deben superar 0,08 para ser considerados aceptables)50 y Standardized Root Mean Square Residual (SRMR) (en el que los valores cercanos a 0 indican un buen ajuste del modelo)51. Para hallar la consistencia interna de la escala, se empleó el α ordinal y la ω de McDonald, que estiman la fiabilidad con mayor precisión que el αde Cronbach en datos ordinales52.
Por último, se llevó a cabo un análisis de invarianza de la medida PHMSS-24 a través del sexo. En el primer AFC se evaluaron los indicadores de bondad de ajuste de forma independiente entre hombres y mujeres. Después, en el AFC multigrupo se analizó la invarianza configural (M0), que evalúa si la estructura factorial es equivalente entre sexos y, por último, se evaluó la invarianza fuerte (M1), con el fin de comprobar si las cargas factoriales y los umbrales eran similares en hombres y mujeres. En los casos en los que no se alcanzó la invarianza fuerte, se detectó el ítem invariante a través de los índices de modificación y se estimó libremente. Para testar la evidencia de invarianza, se compararon los modelos M0 y M1 mediante un test de diferencia de χ2 y el ΔCFI, cuyo valor debe ser <0,0153. Los análisis estadísticos se calcularon con los prolgramas SPSS 2254, Lisrel 8.755 y Factor 10.8.0456.
ResultadosAnálisis preliminaresEn la tabla 1 se presentan los estadísticos descriptivos de los ítems de la escala PMHSS-24. Puede apreciarse que tanto la asimetría como la curtosis no fueron muy elevadas, aunque el test de Mardia resultó estadísticamente significativo (23,06; p<0,001), lo que indica el incumplimiento de la normalidad multivariante. Las respuestas a los ítems con las opciones «totalmente de acuerdo» y «de acuerdo» se agruparon con el fin de obtener el porcentaje de respuesta afirmativo. Los ítems 15, 19 y 21 tuvieron un mayor porcentaje de respuesta positiva. Estos ítems tienen que ver con la aceptación y la actitud positiva hacia las personas con problemas de salud mental. Los ítems con menor frecuencia de respuesta afirmativa fueron el 14, 16 y 24, todos ellos relacionados con creencias y actitudes negativas hacia las personas con problemas emocionales y comportamentales.
Estadísticos descriptivos de la PMHSS-24
| Ítems | M | DE | Asimetría | Curtosis | Porcentaje de respuesta afirmativo |
|---|---|---|---|---|---|
| PMHSS 1 | 2,40 | 1,16 | 0,40 | −0,81 | 56,3 |
| PMHSS 2 | 3,04 | 1,21 | 0,18 | −1,09 | 41,4 |
| PMHSS 3 | 2,70 | 1,08 | 0,23 | −0,59 | 45,1 |
| PMHSS 4 | 3,22 | 1,16 | −0,04 | −0,94 | 30,6 |
| PMHSS 5 | 3 | 1,22 | 0,10 | −1,06 | 41 |
| PMHSS 6 | 3,57 | 1,13 | −0,42 | −0,67 | 19 |
| PMHSS 7 | 2,27 | 1,02 | 0,12 | −0,23 | 61,6 |
| PMHSS 8 | 3,04 | 1,19 | 0,08 | −0,88 | 35,2 |
| PMHSS 9 | 2,38 | 1,07 | 0,031 | −0,87 | 57 |
| PMHSS 10 | 3,13 | 1,12 | −0,01 | −0,73 | 29,7 |
| PMHSS 11 | 2,94 | 1,13 | 0,16 | −0,70 | 37 |
| PMHSS 12 | 3,12 | 1,24 | −0,04 | −1,05 | 35,4 |
| PMHSS 13 | 1,93 | 0,97 | 1,01 | 0,72 | 75,7 |
| PMHSS 14 | 4,10 | 1,10 | −1,07 | 0,27 | 10,6 |
| PMHSS 15 | 1,82 | 1,02 | 1,26 | 1,09 | 78,6 |
| PMHSS 16 | 4,09 | 1,05 | −1,15 | 0,741 | 9,3 |
| PMHSS 17 | 3,70 | 1,18 | −0,67 | −0,37 | 15,8 |
| PMHSS 18 | 3,87 | 1,11 | −0,83 | 0,03 | 11 |
| PMHSS 19 | 1,90 | 0,91 | 1,03 | 1,15 | 77,7 |
| PMHSS 20 | 3,88 | 1,17 | −0,89 | −0,04 | 12,7 |
| PMHSS 21 | 1,91 | 0,96 | 1,05 | 0,93 | 77,1 |
| PMHSS 22 | 3,40 | 1,16 | −0,21 | −0,78 | 22 |
| PMHSS 23 | 3,38 | 1,17 | −0,18 | −,84 | 23,4 |
| PMHSS 24 | 4,03 | 1,12 | −1,07 | 0,12 | 10,1 |
Se hicieron dosAFE con el método de extracción RDWLS con la mitad 1 de la muestra (n=225). En el primer análisis, se introdujeron los ítems negativos de la escala. El Kaiser-Meyer-Olkin fue de 0,84 y el test de Bartlett fue estadísticamente significativo χ2(120)=1.693,6; p<0,001), lo que indica que la matriz de correlaciones es factorizable. El análisis paralelo recomendó la extracción de dosfactores, que explicaron el 52% de la varianza. La estructura fue idéntica a la que obtuvieron los autores de la escala. En el primer factor, nombrado por los autores «conciencia de estigma», saturaron los ítems 2, 4, 5, 6, 8, 10, 11 y 12. En el segundo factor, correspondiente a la dimensión «acuerdo con el estigma», saturaron los ítems 14, 16, 17, 18, 20, 22, 23, 24. El AFE calculado con ítems positivos obtuvo una puntuación para Kaiser-Meyer-Olkin de 0,79, con un test de Bartlett estadísticamente significativo (χ2(28)=577,5; p<0,001). Con dosfactores recomendados por el análisis paralelo, se alcanzó a explicar el 62% de la varianza. Estos factores no coincidieron con los hallados por los creadores de la escala. El primer factor lo nombramos «aceptación»; en él saturaron los ítems 13, 15, 19, 21. En el segundo, denominado «normalización», saturaron los ítems 1, 3, 7, 9. En las tablas 2 y 3 se presentan las cargas factoriales de cada ítem.
Análisis factorial exploratorio de los ítems negativos de la escala la PMHSS-24 con la muestra 1 (n=225)
| Ítems | Conciencia de estigma | Acuerdo con el estigma |
|---|---|---|
| 8. La mayoría de los empresarios creen que es una mala idea dar trabajo a una persona con problemas emocionales o de comportamiento | 0,838 | |
| 4. La mayoría de la gente cree que los chicos con problemas emocionales o de comportamiento son peligrosos | 0,810 | |
| 12. La mayoría de la gente tiene miedo de los chicos que visitan al psicólogo porque tienen problemas emocionales o de comportamiento | 0,805 | |
| 2. La mayoría de la gente rechaza a los chicos que acuden al psicólogo porque tienen problemas emocionales o de comportamiento | 0,731 | |
| 5. La mayoría de la gente cree que no se puede tener la misma confianza en los chicos con problemas emocionales o de comportamiento que en los demás | 0,592 | |
| 6. La mayoría de la gente cree que los chicos con problemas emocionales o de comportamiento son los culpables de sus problemas | 0,463 | |
| 11. La mayoría de la gente cree que los chicos con problemas emocionales o de comportamiento no son tan buenos como otros niños en el cuidado de sí mismos | 0,449 | |
| 10. Los profesores creen que los chicos con problemas emocionales o de comportamiento no se comportan igual que los demás en clase | 0,313 | |
| 24. Sentiría miedo de alguien si sé que tiene problemas emocionales o de comportamiento | 0,875 | |
| 16. Creo que los chicos con problemas emocionales o de comportamiento son peligrosos | 0,830 | |
| 14. Miraría hacia abajo si me encuentro con un chico que sé que visita al psicólogo debido a sus problemas emocionales o de comportamiento | 0,736 | |
| 18. Creo que los chicos con problemas emocionales o de comportamiento son los responsables de sus problemas | 0,725 | |
| 17. Creo que no se puede tener la misma confianza en los chicos con problemas emocionales o de comportamiento que en los demás | 0,702 | |
| 20. Creo que es una mala idea que los empresarios den trabajo a las personas con problemas emocionales o de comportamiento | 0,652 | |
| 22. Creo que los chicos con problemas emocionales o de comportamiento no se comportan como el resto de los niños de la clase | 0,590 | |
| 23. Creo que los chicos con problemas emocionales o de comportamiento no son tan buenos como otros niños en el cuidado de sí mismos | 0,477 |
Análisis factorial exploratorio de los ítems positivos de la escala PMHSS-24 con la muestra 1 (n=225)
| Ítems | Normalización | Aceptación |
|---|---|---|
| 9. La mayoría de la gente cree que los chicos con problemas emocionales o de comportamiento pueden obtener buenas calificaciones en la escuela | 0,711 | |
| 3. La mayoría de los chicos estarían encantados de pasar el rato con alguien que tiene problemas emocionales o de comportamiento | 0,641 | |
| 1. La mayoría de la gente cree que los chicos con problemas emocionales o de comportamiento son tan inteligentes como los otros niños | 0,608 | |
| 7. La mayoría de la gente cree que los chicos con problemas emocionales o de comportamiento van a mejorar algún día | 0,497 | |
| 21. Creo que los chicos con problemas emocionales o de comportamiento pueden obtener buenas calificaciones en la escuela | 0,762 | |
| 15. Podría pasar un buen rato con alguien que tiene problemas emocionales o de comportamiento | 0,725 | |
| 13. Creo que los chicos con problemas emocionales o de comportamiento son tan inteligentes como los demás | 0,685 | |
| 19. Creo que los chicos con problemas emocionales o de comportamiento van a mejorar algún día | 0,679 |
Se llevaron a cabo dosAFC con el método RDWLS sobre la matriz asintótica de covarianzas con la mitad 2 de la muestra (n=218). Los indicadores de bondad de ajuste de los ítems negativos fueron todos adecuados: Satorra-Bentler χ2(103)=210,95; CFI=0,97; NNFI=0,96; RMSEA=0,069 (IC 90%: 0,56-0,83); SRMR=0,077. Las cargas factoriales estandarizadas oscilaron entre 0,53 y 0,85 y la correlación entre las dimensiones «acuerdo con el estigma» y «conciencia de estigma» fue de r=0,53. Los ítems positivos también obtuvieron unos indicadores de bondad de ajuste apropiados: Satorra-Bentler χ2(19)=45,88; CFI=0,96; NNFI=0,94; RMSEA=0,080 (IC 90%: 0,51-0,11); SRMR=0,073. La correlación entre la dimensión «aceptación» y «normalización» fue r=0,45. Las cargas factoriales estandarizadas oscilaron entre 0,49 y 0,89.
Estimación de la fiabilidad de las puntuaciones del PMHSS-24La consistencia interna se estimó de forma separada entre los ítems de la escala negativa y positiva. El α ordinal para los factores de la escala negativa osciló entre 0,88 y 0,90, mientras que en la escala positiva se situó entre 0,65 y 0,71. Los índices de discriminación oscilaron entre 0,48 y 0,72. En la tabla 4 se presentan los valores delαordinal, de ω de McDonald y los índices de discriminación.
Estimación de la fiabilidad de las puntuaciones de las subescalas, escala total positiva y negativa del PMHSS-24
| α ordinal | Coeficiente ω | Índice de discriminación | |
|---|---|---|---|
| Conciencia de estigma | 0,90 | 0,84 | De 0,58 a 0,72 |
| Acuerdo con el estigma | 0,88 | 0,83 | De 0,48 a 0,61 |
| Normalización | 0,65 | 0,63 | De 0,50 a 0,64 |
| Aceptación | 0,71 | 0,74 | De 0,57 a 0,60 |
| Escala negativa total | 0,94 | 0,86 | − |
| Escala positiva total | 0,81 | 0,70 | − |
Se compararon las puntuaciones medias en los factores de la escala en función del sexo. Se alcanzaron diferencias estadísticamente significativas en todos los factores excepto en la escala de «normalización». Considerando el criterio de Cohen57, los tamaños de efecto fueron bajos, excepto en el factor «acuerdo con el estigma», que fue moderado (tabla 5).
Contraste de medias entre las subescalas del PMHSS-24 en función del sexo
| Variables | Medias de chicas (DE) | Medias de chicos (DE) | t | gl | p | d Cohen |
|---|---|---|---|---|---|---|
| Conciencia de estigma | 25,93 (7,06) | 24,42 (5,74) | 2,43 | 441 | 0,015 | 0,236 |
| Acuerdo con el estigma | 32,28 (5,43) | 29,03 (6,27) | 5,71 | 441 | <0,001 | 0,552 |
| Normalización | 9,81 (3,10) | 9,63 (2,86) | 0,64 | 441 | 0,525 | 0,06 |
| Aceptación | 7,16 (2,65) | 7,83 (3,02) | 2,46 | 441 | 0,014 | 0,236 |
Se hallaron adecuados indicadores de bondad de ajuste en los modelos de varones y mujeres de forma independiente, tanto en los ítems negativos como en los positivos. En los ítems negativos, el incremento en CFI entre el M0 y M1 fue superior a 0,01 y la diferencia de χ2 fue estadísticamente significativa, por lo que no se pudo confirmar la invarianza fuerte. Se liberó la limitación de umbrales iguales para el ítem 8 y se reestimó el modelo para testar la invarianza fuerte parcial. Con esta reespecificación, se confirmó la invarianza fuerte parcial (p>0,05). En los ítems positivos, no se hallaron diferencias estadísticamente significativas entre los modelos M0 y M1 (ΔCFI<0,01 y p>0,05), lo que confirma la invarianza fuerte. Los datos se presentan en la tabla 6.
Indicadores de bondad de ajuste para testar la invarianza de medición de la escala PMHSS-24 entre chicas y chicos
| SB χ 2 | gl | CFI | NNFI | RMSEA | Diferencia test | ΔCFI | ||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Δχ 2 (Δgl) | p | |||||||
| Ítems negativos | ||||||||
| Varones (n=237) | 248,45 | 103 | 0,949 | 0,941 | 0,071 [0,0650, 0,089] | |||
| Mujeres (n=207) | 174,73 | 103 | 0,976 | 0,973 | 0,058 [0,0420, 0,071] | |||
| Invarianza configural (M0) | 416,92 | 206 | 0,961 | 0,954 | 0,068 [0,0580, 0,077] | |||
| Invarianza fuerte (M1) | 493,79 | 220 | 0,949 | 0,944 | 0,075 [0,0660, 0,084] | 76,89 (14) | <0,001 | 0,012 |
| Invarianza parcial | 400,32 | 219 | 0,966 | 0,963 | 0,061 [0,0520, 0,071] | 16,60 (13) | 0,218 | −0,002 |
| Ítems positivos | ||||||||
| Varones (n=237) | 37,54 | 19 | 0,972 | 0,958 | 0,064 [0,0330, 0,094] | 0,076 | ||
| Mujeres (n=207) | 51,35 | 19 | 0,955 | 0,933 | 0,091 [0,0610, 0,121] | 0,079 | ||
| Invarianza configural (M0) | 89,68 | 38 | 0,958 | 0,938 | 0,078 [0,0560, 0,099] | 0,086 | ||
| Invarianza fuerte (M1) | 98,87 | 44 | 0,955 | 0,943 | 0,067 [0,0550, 0,094] | 9,19 (6) | 0,163 | 0,003 |
El presente trabajo tuvo como objetivo principal adaptar y validar al español la escala PMHSS-24. Los resultados mostraron que se trata de un instrumento válido y fiable para detectar entre los adolescentes actitudes estigmatizadoras hacia personas que sufren algún trastorno psicopatológico. Los análisis realizados sobre la muestra del estudio encuentran unos indicadores psicométricos algo superiores a los referidos en la original. En lo que se refiere a la escala negativa (16 ítems), manteniendo los dosfactores primitivos se obtuvo en porcentaje de varianza explicado del 52% (frente al 35,6% del estudio inicial), también mejoraron las correlaciones interclase entre los ítems que se situaron, en casi todos los casos, por encima de 0,50 (rango 0,371-0,879). Por el contrario, la escala positiva (8 ítems) no mantuvo la estructura factorial primitiva, sino que exhibió una mayor consistencia interna con dos factores, frente a los tres que se planteaban. Estos nuevos factores denominados «normalización» y «aceptación» se agruparon en torno a cuatro ítems cada uno y explicaban un porcentaje de varianza del 62%, con unas correlaciones altas entre sí (rango entre 0,579 y 0,836). Esta nueva agrupación de la escala positiva no solo mejoró los valores de α, sino que permitió soslayar una de las debilidades más importantes que, a nuestro juicio, exhibía en su formato inicial de tresfactores, ya que planteaba una estructura menos consistente: dosde ellos contenían tan solo dosítems, algo que se aleja de las recomendaciones psicométricas58. La consistencia interna tanto del total de los ítems negativos como positivos y sus factores fue óptima.
Este trabajo presenta algunas limitaciones que deben tenerse en cuenta. Se trata de un estudio transversal, en el que solo se ha administrado la escala PMHSS-24. El que no se encontraran disponibles otros instrumentos de medida del estigma en castellano dificultó hallar evidencias de validez de relación con otras variables. Podrían haberse utilizado otros instrumentos, de estereotipos en general hacia la salud, o de deseabilidad social para ver la convergencia, pero al final se optó por no hacerlo porque no presentaban suficiente coherencia sustantiva con el primario para establecer relaciones48. No obstante, este estudio con respecto al original aporta la invarianza de medición a través del sexo, desconocida hasta el momento. Los análisis de invarianza mostraron que la PMHSS-24 tiene una estructura comparable entre chicos y chicas y, por lo tanto, las puntuaciones se pueden interpretar de la misma manera entre en cada grupo (chicas y chicos), excepto el ítem 8, en el que sí hubo diferencias interpretativas. El estudio se llevó a cabo en condiciones naturales y con criterios de inclusión amplios, no se controlaron posibles efectos de confusión con otras variables potencialmente intervinientes (nivel socioeconómico, la historia previa de salud mental, cociente intelectual, etc.).
Las puntuaciones del instrumento exhiben unos buenos indicadores de fiabilidad y cuentan con la ventaja de evaluar tanto el estigma percibido como el expresado. Quizá en este punto puede localizarse una de sus limitaciones, ya que la construcción de los ítems para lograr este fin puede inducir a error a los individuos evaluados, sobre todo en los rangos de edad menor. En efecto, el «ponerse en la cabeza del otro» requiere de cierta capacidad de mentalización que no debe suponer problema en los rangos de edad a los que va dirigido el cuestionario (adolescentes a partir de 14 años), pero que sí puede dificultar la comprensión a individuos de edades menores. Esto podría hacer que los datos fueran menos consistentes. En cualquier caso, con independencia de la edad, y aun cuando el cuestionario cuenta con instrucciones específicas sobre cómo deben formularse las respuestas, nuestra recomendación es que el entrevistador las refiera de forma verbal y posibilite la resolución de cualquier duda antes de su tasación.
Las intervenciones antiestigma en el entorno escolar son un área de interés preferente en la actualidad. El incrementar el número de instrumentos en español para la medida del estigma en adolescentes es un paso previo necesario para posibilitar el desarrollo de investigaciones en este campo, que ayuden a perfilar la eficacia diferencial de los diferentes programas disponibles. En este contexto, la incorporación del PMHSS-24 puede ser un recurso útil.
Conflicto de interesesLa presente investigación no ha recibido ayudas específicas provenientes de agencias del sector público, sector comercial ni entidades sin ánimo de lucro.