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INTRODUCCIÓN
Desde su brote inicial en Wuhan, China en diciembre del 2019, la COVID-19 se ha convertido en una amenaza para la salud y ha generado daños socioeconómicos graves. (1 Consecuentemente, la Organización Mundial de la Salud declaró a la COVID-19 como una emergencia de salud pública de importancia internacional, y más adelante, a medida que avanzaba por todo el mundo, una pandemia. (2
El avance de la actual pandemia depende de las medidas preventivas que se toman para frenarla.3 En este sentido, las prácticas preventivas no farmacológicas conforman la estrategia más importante para controlar la propagación del virus.4 Tales medidas comprenden usar mascarillas, practicar higiene de manos, evitar aglomeraciones y detectar rápidamente casos positivos para su aislamiento.5
El uso de la mascarilla se ha convertido en un componente clave para prevenir la transmisión.6,7,8) Su efectividad es respaldada por evidencias científicas: experimentos, revisiones sistemáticas y estudios epidemiológicos, que han documentado una disminución de casos en países que han seguido esta práctica.9 Sin embargo, hay un grupo reducido de personas que no se han adherido a su uso.10,11
Es posible que la incomodidad física, molestia e interferencia en las interacciones diarias hayan disuadido a algunos de usarlas.12 Además, también se ha identificado que algunas creencias pueden afectar o favorecer su uso. En relación con eso, el modelo de creencias de salud menciona que es más probable que se acepten prácticas de salud, si se cree que traerán beneficios que excedan las barreras o costos percibidos.13)
En este contexto pandémico, se ha identificado que la negativa a usar mascarillas se relaciona con actitudes antimascarillas, ideologías políticas, percepciones de su ineficacia, actitudes antivacunas y oposición al distanciamiento social.10 Por el contrario, mayor confianza en la ciencia predice mayor percepción en la eficacia de la mascarilla, para reducir el contagio y a su vez, favorece la conducta de uso.12
Comprender los determinantes que llevan a adoptar o no las medidas de protección contra el nuevo coronavirus es de gran importancia para la eficacia de las propuestas de contención de la pandemia. Para este fin, se conjetura que las creencias poseen un valor relevante cuando se intentan explicar conductas relacionadas con la salud. Las creencias sobre el uso de la mascarilla conforman un constructo que requiere ser estudiado con el fin de obtener información para la práctica profesional y la continuidad de la investigación; por lo que es necesario disponer de instrumentos válidos y confiables adaptados al contexto peruano.
Hasta el momento, solo se ha identificado el autoinforme de creencias sobre el uso de las mascarillas de Taylor y otros, ω 10 el cual fue sometido a un análisis de red y muestra resultados confiables. En la revisión de la literatura no se han encontrado otros estudios que analicen las propiedades psicométricas de este instrumento, aun cuando el constructo que mide es importante para la investigación y la práctica profesional en tiempos de pandemia por la COVID-19.
El presente estudio tiene como objetivo traducir al español el instrumento Assessing negative Attitudes about Facemasks Scale y determinar las evidencias de validez, estructura interna y confiabilidad, en población peruana.
MÉTODOS
La investigación se clasifica como un estudio de tipo instrumental. Los participantes fueron 1 218 personas de diferentes provincias del Perú, elegidas mediante un muestreo no probabilístico de bola de nieve. El 26,6 % fueron hombres y el 73,4 % mujeres; con edades entre los 13 y 75 años (media= 27,4; desviación estándar = 12,6). Con respecto al nivel educativo, el 24,8 % tenía educación secundaria, el 42,5 % superior incompleta y el 32,7 % superior completa.
Para el análisis se dividió la muestra en 2 grupos de manera aleatoria, una muestra para realizar el análisis factorial exploratorio y la otra para el análisis factorial confirmatorio. La muestra utilizada para el análisis factorial exploratorio, se conformó por 609 participantes: 25,8 % varones y 74,2 % mujeres, comprendidos entre los 12 y 75 años (media= 27,4; desviación estándar= 13); el 26 % tenía educación secundaria, el 39,6 % educación superior incompleta y el 34,5 % superior completa.
Se utilizó el autoinforme de creencias sobre el uso de las mascarillas de Taylor y otros,10 que consta de 12 ítems. En el estudio de construcción del instrumento, cada ítem fue calificado en una escala de 7 puntos (1 = totalmente en desacuerdo, 7 = totalmente de acuerdo). La evaluación de la escala se realizó con análisis de red, en el cual se identificaron 5 agrupaciones de ítems relacionados con las siguientes creencias: son ineficaces y posiblemente dañinas, son un hábito inconveniente, son estéticamente desagradables, tienen efectos adversos interpersonales, y generan inconvenientes para la respiración. Los coeficientes de estabilidad para la red fueron 0,96 para los pesos de los bordes y 0,75 para las fortalezas de los nodos; lo que sugiere resultados confiables.
Antes de la administración del instrumento, fue sometido a un proceso de doble traducción de su versión en inglés al español y del español al inglés. Para ello se recurrió a 5 especialistas, que tenían un promedio de edad de 33,4 años, y 6,2 años de experiencia en traducción. Las coordinaciones y envío de la información relacionada con la traducción fueron por correo electrónico. Dos de los profesionales, tradujeron del inglés al español, y posteriormente otros 2 tradujeron la versión del español nuevamente al inglés. Finalmente, el quinto especialista evalúo si las versiones en inglés tenían el mismo sentido y mantenían similitud semántica. Luego, se consultó a un grupo de 10 personas, 6 mujeres y 4 varones, con un promedio de edad de 25,3 años y con nivel educativo superior, con la intención de que eligieran la traducción en español más clara y entendible.
Posteriormente, se recogió información por medios digitales, con un formulario online diseñado en la plataforma de Google, por correo electrónico y WhatsApp. En el formulario, se invitaba a participar, se explicaba en qué consistía su la participación e indicaba el carácter voluntario y anónimo. Los participantes brindaron su consentimiento informado.
El procesamiento de los datos recogidos se realizó con el programa Proyecto Jamovi versión 1.6. Se empezó con el análisis descriptivo de los ítems por medio de su curtosis, asimetría (14) y la relación de los ítems con la escala total.15 Posteriormente, se exploraron las dimensiones emergentes con el análisis factorial exploratorio de la mitad de la muestra. Se calculó el coeficiente de Kaiser- Meyer- Olkin (KMO) y la prueba de esfericidad de Bartlett, para evaluar la existencia de factores comunes y la adecuación muestral.16 La determinación del número de factores se realizó con el método de máxima verosimilitud, considerando la distribución normal de los datos17 con rotación Oblimin.
La estructura identificada se comprobó mediante el análisis factorial confirmatorio, con la segunda mitad de la muestra. Se estimaron los índices de ajuste comparativo (CFI), el coeficiente de Tucker y Lewis (TLI), y el índice de error cuadrático medio de aproximación (RMSEA).18) Finalmente se estimó la consistencia interna con el coeficiente Omega.19
El estudio se ejecutó siguiendo las consideraciones éticas correspondientes para el trabajo con personas presentes en la Declaración de Helsinki. Además, contó con la aprobación del Comité de Ética de la Universidad Autónoma del Perú (código de inscripción 0017-2021).
RESULTADOS
Traducción de la escala
Al comparar las 2 traducciones directas realizadas de la versión en inglés al español, solo se encuentran ligeras diferencias en los ítems 07, 08 y 11 las cuales no representan cambios semánticos según los especialistas que revisaron el instrumento (tabla 1). De igual manera, en la traducción inversa del español al inglés, según la opinión de los traductores, se encuentran similitudes entre ambas traducciones (tabla 2), lo que garantiza que la versión original no fue alterada en su contenido al ser traducida. Los traductores coinciden en que la traducción directa e inversa guarda equivalencia semántica. Finalmente, con la opinión de los traductores e investigadores, se eligen los ítems traducidos al español, que en su expresión son de mayor uso en el contexto peruano.
Tabla 1 Traducción directa de los ítems de la escala
| Ítems | Versión original | Traducción 01 | Traducción 02 |
|---|---|---|---|
| 01 | No me gusta sentirme obligado a llevar una mascarilla | No me gusta sentir la obligación de llevar mascarilla | |
| 02 | Las mascarillas no son efectivas | Las mascarillas son ineficaces | |
| 03 | Las mascarillas proporcionan una falsa sensación de seguridad | Las mascarillas provocan una sensación falsa de seguridad | |
| 04 | Las mascarillas son inseguras porque te obligan a tocarte la cara | Las mascarillas no son seguras ya que te obligan a tocarte la cara | |
| 05 | Es difícil adquirir el hábito de usar mascarilla | Es difícil adoptar el hábito de usar mascarilla | |
| 06 | Llevar mascarilla es un fastidio | Llevar mascarilla es demasiado molesto | |
| 07 | Las mascarillas se ven feas o raras | Las mascarillas se ven mal o raro | |
| 08 | Las mascarillas se ven tontas | Las mascarillas se ven graciosas | |
| 09 | Las mascarillas hacen sentir a las otras personas complicadas | Las mascarillas hacen que los demás se sientan incómodos | |
| 10 | Las mascarillas hacen que las personas parezcan poco confiables | Las mascarillas hacen que las personas se vean no confiables | |
| 11 | Es difícil respirar cuando se usa mascarilla | Es difícil respirar con mascarilla | |
| 12 | Las mascarillas me hacen sudar | Las mascarillas hacen que me sofoque |
Tabla 2 Traducción inversa de los ítems de la escala
| Ítems | Versión en español | Traducción 01 | Traducción 02 |
|---|---|---|---|
| 01 | No me gusta sentirme obligado a llevar una mascarilla | ||
| 02 | Las mascarillas son ineficaces. | ||
| 03 | Las mascarillas proporcionan una falsa sensación de seguridad. | ||
| 04 | Las mascarillas son inseguras porque te obligan a tocarte la cara. | ||
| 05 | Es difícil adquirir el hábito de usar mascarilla | ||
| 06 | Llevar mascarilla es demasiado molesto | ||
| 07 | Las mascarillas se ven feas o raras | ||
| 08 | Las mascarillas se ven tontas | ||
| 09 | Las mascarillas hacen que los demás se sientan incómodos. | ||
| 10 | Las mascarillas hacen que las personas parezcan poco confiables. | ||
| 11 | Es difícil respirar cuando se usa mascarilla. | ||
| 12 | Las mascarillas hacen que me sofoque. |
Análisis previo de los ítems
El análisis descriptivo muestra que los promedios más altos los obtienen los ítems 02 y 08, mientras que la mayor dispersión se encuentra en los ítems 01 y 06. Las puntuaciones de asimetría (g1) y curtosis (g2), son menores a 1,5; lo que indica una curva de distribución normal de los datos.14 Las correlaciones ítem - test corregidas son mayores a 0,2015 lo que muestra que los ítems son indicadores de un mismo constructo. La matriz de correlaciones mostró buenas relaciones entre los ítems, las cuales en su mayoría eran mayores a 0,20 y menores a 0,90. Las correlaciones más bajas se identificaron en el ítem 02 con los ítems 11 y 12 (0,17) y la más alta entre el ítem 11 y el 12 (0,71). Considerando que las correlaciones no sobrepasan valores mayores a 0,90, se puede decir que se observa ausencia de multicolinealidad,20 ello demuestra la independencia de los ítems, para evaluar aspectos distintos de las creencias hacia el uso de las mascarillas.
Análisis factorial exploratorio
En el análisis factorial exploratorio se evidencia que la prueba de adecuación muestral KMO es de 0,866, considerada como adecuada.21 Asimismo, la prueba de esfericidad de Barlett fue significativa (χ2 = 2550, gl = 48; p < 0,001). Se infiere la posibilidad de realizar el análisis factorial exploratorio con los datos recogidos. Se identifican cuatro factores emergentes que explican en su conjunto el 53,7 % de la varianza. Las cargas factoriales se encuentran entre 0,31 a 0,96 (M= 0,62), y las comunalidades entre 0,12 a 0,77 (M= 0,46) (tabla 3).
Análisis factorial exploratorio
Como un método para comprobar la estructura interna de la escala se verificó el modelo de 4 factores relacionados, se encontraron índices de ajuste aceptables.22) Es así que el ji cuadrado (χ²) fue 154 y los grados de libertad 46 (p < 0,01), el CFI fue 0,96, el TLI igual a 0,942, y el RMSEA igual a 0,062. Además, se aprecia que las cargas factoriales estandarizadas de los ítems son mayores a 0,30; el ítem 1 fue el de menor carga factorial (0,304) y el ítem 2 el de mayor carga (0,872) (tabla 4).
En cuanto a la confiabilidad, se aprecia que el factor apariencia muestra la consistencia interna más baja (0,71); mientras que el factor protección es el de mayor consistencia interna (0,86). Por ello, se deduce que las puntuaciones de la escala total y sus dimensiones son confiables (19) (tabla 4).
DISCUSIÓN
El uso de la mascarilla es eficaz para prevenir la propagación del nuevo coronavirus,23 sin embargo, algunos factores pueden actuar como barreras para su uso adecuado,24 como lo son las creencias sobre el uso de mascarillas. Por ello, se consideró relevante realizar la adaptación lingüística y obtener las evidencias de validez de la escala de autoinforme creencias sobre el uso de las mascarillas.
Los antecedentes de la escala no reportan haber realizado el procedimiento de traducción; a pesar de la importancia que revierte el tema. La traducción de esta escala representa un aporte y fortaleza importante del estudio.25 Los procedimientos seguidos fueron los de doble traducción, directa e inversa, para garantizar idoneidad en el proceso, avalar que la idea principal se mantuviera y no fuera afectada por aspectos culturales e idiomáticos.
Los resultados del análisis descriptivo muestran que la asimetría y la curtosis son menores a +/- 1,5.14) Esto indica que la concentración de los datos se encuentra alrededor de la zona central de la distribución de frecuencias; de ello se deduce una distribución normal de la información recogida. Se aprecian buenas relaciones entre los ítems; estos en su mayoría fueron superiores a 0,20 e inferiores a 0,90; lo que refleja la capacidad de los ítems para medir una misma variable, pero a la vez diferentes aspectos de ella.20
En el análisis factorial exploratorio se lograron identificar 4 factores que explicaron más del 50 % de la varianza acumulada. Los ítems del primer factor (02, 03 y 04) poseen cargas factoriales entre 0,64 hasta 0,77 y se puede distinguir que emerge la creencia de falta la protección que brindan las mascarillas. En el segundo factor, se agrupan 4 ítems (7, 8, 9, y 10) que sus cargas factoriales se encuentran entre 0,35 y 0,86; y de los que subyace el factor de actitud relacionada con la apariencia que genera las mascarillas en los usuarios. En el tercer factor, se agrupan 2 ítems (11 y 12) relacionados con la creencia de que las mascarillas no permiten respirar adecuadamente, a la cual se denominó disnea; las cargas factoriales son de 0,67 y 0,96. Finalmente, el cuarto factor se integra por tres ítems (01, 05, 06) cuyas cargas factoriales se encuentran entre 0,31 y 0,67. En este factor se observan actitudes relacionadas con la falta de comodidad en el uso de las mascarillas.
Tanto el factor I como III, agruparon los mismos ítems que el estudio original, sin embargo, el factor II reunió 2 grupos de creencias: son estéticamente desagradables y tienen efectos interpersonales adversos. El factor IV incluyó los 2 ítems del estudio inicial y añadió el ítem asociado a la reactancia psicológica (ítem 1), sin embargo, este reactivo obtuvo la menor carga factorial no solo en la dimensión, sino en todo el instrumento. Esto posiblemente se deba a que, en el estudio original, este reactivo fue diseñado para medir la reactancia psicológica; funcionando de manera adecuada. Esta creencia conformó el nodo con mayores índices de cercanía e intermediación, es decir, fue relevante para conectar otros nodos entre sí. Esto posiblemente debido a que la reactancia psicológica se considera el rasgo de personalidad relacionado con la capacidad para sentir el control, autonomía, inclusive con negar la existencia de una amenaza, en este caso la pandemia por la COVID-19.10)
Los factores subyacentes identificados guardan relación con algunas de las ideas planteadas en otros estudios, que refieren la dificultad del uso de las mascarillas durante la pandemia por la COVID-19 y mencionan aspectos vinculados al costo, la incomodidad, el uso inadecuado, la limpieza y la tolerancia.26,27
Finalmente, mediante el análisis factorial confirmatorio, se verificó el modelo de 4 factores relacionados y se encontró índices de ajuste aceptables.22) Se evidencia una buena confiabilidad por la consistencia interna de la escala general (ω= 0,85) y sus 4 factores. De la misma forma, el estudio de Taylor y otros10 obtuvo coeficientes de estabilidad superiores a 0,50, lo cual supone resultados estables confiables.
El estudio presenta algunas limitaciones; primero, el tipo de muestreo no probabilístico empleado puede afectar la representatividad y generalización de los resultados; por otro lado, es conveniente que se someta a otros procedimientos de validez, que permitan mostrar nuevas evidencias, como las relacionadas con otras variables.
Las creencias juegan un papel relevante para la comprensión de las conductas de prevención y promoción de la salud. En las áreas de las ciencias de la salud es necesario disponer de instrumentos que cuantifiquen este aspecto subjetivo, con el fin de aportar a la práctica profesional y afianzar la investigación. Al respecto, la escala de autoinforme de creencias sobre el uso de las mascarillas muestra evidencias de validez de estructura y confiabilidad por consistencia interna adecuadas. Además, se constituye en una medida útil para la evaluación en espacios clínicos con tiempo reducido, la identificación de creencias que subyacen en la negativa del uso de la mascarilla y a partir de ello, el planteamiento de propuestas preventivas.
