Spanish (pdf)
Article in xml format
Article references
Automatic translation
Send this article by e-mail
Cited by SciELO 
Similars in
SciELO 
Permalink
El modelo médico hipocrático mantuvo históricamente una relación paternalista entre el profesional de la salud y el paciente. Desde este modelo, la comunicación entre ambos actores se realizaba de manera vertical, siendo el paciente un mero receptor pasivo de instrucciones en cuanto al tratamiento recomendado por el médico tratante (Childress, 1982). Sin embargo, en las últimas décadas se han propuesto diferentes modelos de atención a la salud, los cuales eliminan el papel pasivo del paciente, otorgándole uno mayormente activo para el cuidado de su salud. Uno de estos es el modelo de la atención centrada en el paciente (Van Liew et al., 2018), el cual implica un esfuerzo para aumentar la autonomía del paciente, defender sus derechos y proporcionarle la información pertinente a fin de que este pueda decidir el dar o no su consentimiento informado para recibir el tratamiento médico propuesto (Slack, 1977). Este aspecto depende fundamentalmente del establecimiento de la adecuada calidad de la comunicación con el profesional de la salud.
La Comunicación en el Entorno Clínico
La comunicación eficaz en el entorno clínico tiene múltiples beneficios para el paciente, el profesional de la salud y la calidad de la atención (Schwappach & Richard, 2018). Para el paciente, se asocia con una menor carga de enfermedad, menor recaída de hospitalizaciones, mayor éxito en los tratamientos y evitación de agravantes concomitantes a padecimientos como neuropatías, retinopatías o enfermedades cardiovasculares -en el caso de tener un diagnóstico de diabetes-, el desarrollo de SIDA -en el caso de una mala adherencia a medicamentos retrovirales para el VIH- (Katzenstein & Lyons, 1997) y el desarrollo de cepas de virus y bacterias resistentes a los medicamentos (Katzenstein & Lyons 1997). Se asocia también con una mejora de los síntomas, una mejor salud general y con la disminución de costos en la atención médica (Alamo et al. 2002; Steward et al., 2000; Sweeney et al. 2007); a su vez, el hecho de que el paciente cuestione y exprese al médico su opinión tiene un impacto positivo en la adherencia al tratamiento (Beisecker, 1990; Van Liew et al., 2018). Para el profesional de la salud, se asocia con la autoeficacia percibida, con un menor agotamiento emocional, menor despersonalización, mayor realización profesional en su trabajo (Lozano, 2020), y un incremento en su nivel de autoestima (Oducado, 2021). En cuanto a la calidad de la atención, contribuye en la prevención de situaciones indeseables, tales como, por ejemplo: errores de medicación, infecciones, procedimientos quirúrgicos en el lugar equivocado y otros eventos centinela (Alingh, 2019; Hémon et al., 2020; Szymczak, 2016). Por sus múltiples beneficios, Rosenorn-Lanng (2014) señala que no es suficiente con el conocimiento y la competencia del personal de salud, pues hay errores que derivan de factores humanos, consistentes en una deficiente comunicación. Acorde a esta postura, la inadecuada comunicación entre el médico y el paciente es una de las principales quejas cuando se denuncia la mala actuación del personal de atención a la salud (Comisión Nacional de Arbitraje Médico [CONAMED], 2022).
La Asertividad Como Elemento Fundamental de la Comunicación en el Entorno Clínico
La asertividad es una herramienta que favorece la comunicación eficaz entre el profesional de la salud y el paciente. Se define como la capacidad que tiene un individuo para transmitir posturas, opiniones, creencias o sentimientos de una manera adecuada, sin sentirse incómodo, respetando los derechos del otro y que contribuye al desarrollo de relaciones efectivas, benéficas y satisfactorias con los demás (Paterson & Rector, 2001). La falta de asertividad conduce al desarrollo, establecimiento y mantenimiento de conductas desadaptativas en los individuos que repercuten en su bienestar biopsicosocial (Castaños et al., 2010). La asertividad presupone que el mensaje sea entendido por el oyente, y está compuesta por un conjunto de actitudes que facilitan la comunicación, entre las que se puede incluir el respeto por la expresión del oyente y la aceptación de los sentimientos y limitaciones del otro ( Marõn, 2001). En la relación entre el paciente y el profesional de la salud, son generalmente los médicos quienes definen la manera de obtener información de los pacientes. Si el médico se comporta en forma asertiva, evita preguntas en serie y permite que el paciente lo interrumpa para ofrecer información adicional. Es probable que se llegue a una definición común del problema y por ende a un mejor diagnóstico (Rost et al., 1989). Además, la asertividad es una habilidad susceptible de ser entrenada, con beneficios tanto para los médicos como para los pacientes (Daly et al., 2019). Rutter et al. (1996), reportaron un estudio en el que se entrenó en habilidades comunicativas a médicos especialistas en oncología, y encontraron que una adecuada interacción entre estos y sus pacientes generó una reducción en los niveles de depresión y ansiedad de los últimos. Roter et al. (1998) observaron que los médicos que recibieron instrucción en habilidades de comunicación, utilizaron más preguntas abiertas en la consulta y tuvieron mayor disposición a instruir a sus pacientes para el cumplimiento del tratamiento. Greco et al. (1998) encontraron que médicos entrenados en habilidades sociales obtuvieron una puntuación más alta en la calidad de interacción de acuerdo con sus pacientes. Kanade (2018) reportó un impacto positivo en la autoestima de médicos sujetos a entrenamiento en esta habilidad. Es entonces que, como señala Mushtaq (2018), el entrenamiento en asertividad debe ser impartido desde los primeros cursos a los profesionales de la salud.
En el otro extremo se encuentran los pacientes activos, quienes asumen la responsabilidad de su atención médica y suelen mostrarse preocupados por sus problemas de salud. Robinson y Whitfield (1985) encontraron que los pacientes que recibieron un entrenamiento para aclarar las dudas sobre las instrucciones de los médicos hicieron más preguntas y dieron informes más precisos de los tratamientos. D'Agostino et al. (2017) revisaron 32 estudios dirigidos a pacientes de atención primaria con cáncer y detectaron que una capacitación en comunicación aumentó su participación activa en consulta. Estos hallazgos refuerzan la importancia y los beneficios de la capacitación en comunicación con el paciente y justifica la investigación adicional para determinar los programas de capacitación más eficaces.
Evaluación de la Asertividad en Contextos Cotidianos y en el Entorno Clínico
Hay numerosas escalas de asertividad, como el Cuestionario de Asertividad de Wolpe y Lazarus (1966) que mide la expresión de emociones ante diversas situaciones; el Inventario de Resolución de Conflictos de McFall y Lillesand (1971), que permite identificar personas asertivas; la Escala de Asertividad de Rathus (1973), que mide la capacidad de un individuo para hacer valer sus derechos en situaciones de consumo o servicio, con figuras externas o de negocios, iniciación social y sentimientos hacia otros; la Escala de Autoexpresión para Estudiantes de Galassi et al. (1974), que mide tres tipos de asertividad: positiva, negativa y de autonegación; la Escala de Autoexpresión para Adultos de Gay et al. (1975), que estudia la interacción con padres, desconocidos, figuras de autoridad, amigos y pareja, e involucra conductas como expresar opiniones personales, rechazar peticiones no razonables, expresar sentimientos positivos, defender derechos propios y pedir favores; el Inventario de Asertividad de Gambrill y Richey (1975), que mide el desagrado ante situaciones específicas, probabilidad de respuesta e identificación de situaciones en las que se desea ser más asertivo; el Cuestionario Situacional de Levenson y Gottman (1978), que representan situaciones como rechazo de peticiones, expresión de sentimientos positivos y negativos, e iniciar, mantener y terminar conversaciones, entre otras. Una segunda parte de esta última escala incluye reactivos relacionados con aspectos de la conducta personal. Finalmente, se encuentra la Escala de Conducta Interpersonal de Arrindell y Van der Ende (1985), que valora la expresión de sentimientos negativos, expresión y aceptación de limitaciones personales, expresión de opiniones personales, expresión y aceptación de halagos y asertividad general.
Pese a su diversidad y propiedades psicométricas aceptables, estas escalas fueron desarrolladas y validadas en su mayoría con población universitaria o población general, y con reactivos que describen situaciones cotidianas ajenas al contexto clínico y sus demandas, en las cuales ocurre la interacción entre el paciente y el profesional de la salud. Igualmente, fueron desarrolladas con poblaciones de países diferentes a México, lo que implica también una estructura sociocultural e idiosincrática distinta.
En México, Flores et al. (1987), y Flores (1989, 1994) iniciaron una serie de estudios para evaluar la asertividad tomando en cuenta la estructura sociocultural e idiosincrasia del mexicano. Un primer estudio fue la aplicación de la Escala de Asertividad de Rathus (1973), traducida al español y validada por Flores et al. (1987), cuyos resultados arrojaron la existencia de tres dimensiones: asertividad en situaciones cotidianas, asertividad por medios indirectos y no asertividad. A partir de estos resultados se conformó la Escala Medida de Rasgos Asertivos (MERA). Su estructura factorial fue confirmada por Flores (1989) e investigaciones posteriores llevaron a la construcción de la Escala Multidimensional de la Asertividad, con una versión para estudiantes y otra para empleados (Flores, 1994). Un estudio posterior realizado por Castaños et al. (2010) tuvo por objetivo estandarizar en población mexicana el Inventario de Asertividad de Gambrill y Richey (1975). Sus resultados mostraron una adaptación con una consistencia interna elevada y una estructura de 4 factores: expresión de sentimientos positivos y negativos; iniciar, mantener y terminar conversaciones; capacidad de decir no, y finalmente, pedir favores y hacer peticiones. Pese a sus adecuadas propiedades psicométricas y su adaptación o desarrollo en población mexicana, estas escalas se presentan nuevamente ajenas al contexto clínico y sus demandas.
Ante esta ausencia, García-Arista y Reyes-Lagunes (2017), diseñaron un instrumento en el ámbito hospitalario que mide la asertividad en la comunicación que sostienen los pacientes diagnosticados con alguna enfermedad crónica degenerativa con el profesional de la salud. Para esta escala, nombrada Escala de Asertividad en la Relación Paciente-Médico (EARPM), las autoras identificaron una estructura de 4 factores. El primero, denominado No asertividad-pasividad, resulta congruente con la definición de Aguilar (1987) de la comunicación no asertiva, caracterizada como una forma de expresión débil de los sentimientos, creencias y emociones. El segundo, denominado No asertividad-inseguridad, se relaciona con respuestas no asertivas que denotan inseguridad, tales como: tener manos tensas o temblorosa, voz temblorosa, deseos de retirarse del lugar. Estas conductas son caracterizaciones clínicas de no asertividad (Caballo, 1993; Shelton & Burton, 2004). El tercero, denominado Asertividad-positiva, indica que el paciente expresa sus desacuerdos, opiniones y lo que considera importante para su salud, verbaliza cuando no entiende algo y pide explicaciones alternas. Este factor concuerda conceptualmente con el de Asertividad-Positiva de Galassi et al. (1974) y Asertividad en situaciones cotidianas de Flores (1994). El último factor se denominó Agresividad y coincide con lo señalado por Vega et al. (2002) en cuanto a que se refiere a conductas agresivas directas, como gritar o subir el volumen de voz ante un desacuerdo con el médico o conductas agresivas indirectas expresadas con sarcasmo. Una de las ventajas de este instrumento es su adecuación al entorno clínico y las demandas que en él se presentan, particularmente desde el enfoque del paciente.
Comunicación y Asertividad en Mujeres Embarazadas en el Entorno Clínico
De acuerdo con Head y Bute (2017), el embarazo implica cambios biológicos, sociales y psicológicos, lo que lo convierte en una situación estresante para la gestante y en la que cobra importancia la relación personal de esta con el profesional de la salud. En cuanto a la relación entre estos actores, los investigadores identificaron una correlación negativa entre la magnitud del estrés y el nivel de confianza al obstetra en mujeres con embarazo de alto riesgo complicado por factor fetal. Por lo que el establecimiento de una relación interpersonal positiva con el equipo de salud, especialmente con el obstetra tratante, se vuelve importante como recurso para aumentar su seguridad y el apoyo emocional durante el parto. Andrissi et al. (2015) reportaron que el establecimiento de una relación de empatía entre el profesional de la salud y la mujer gestante disminuyen la solicitud de atención en el periodo posparto. Por otro parte, Roberts et al. (2015) señaló que la actitud del personal de salud influye en la asistencia a la clínica prenatal de la mujer gestante con lo cual disminuye el riesgo de complicaciones durante el embarazo. Igualmente, diversos estudios han demostrado que la comunicación efectiva entre el profesional de la salud y la mujer embarazada es un elemento clave para la óptima prestación de atención obstétrica (Kumbani et al., 2013). Promueve el uso de esta última por encima de parteras y otras formas no profesionales de atención al embarazo (Madula et al., 2018), además de permitir la detección oportuna de condiciones médicas adversas cuya atención disminuye el riesgo de muerte materna (Binder et al., 2012). En cambio, dificultades en la comunicación se asocian al bajo uso de estos servicios de atención a la salud y a la preferencia por partos tradicionales, con el riesgo que ello conlleva (Binder et al., 2012; Madula et al., 2018).
Actualmente, la EARPM de García-Arista y Reyes-Lagunes (2017) es el único instrumento validado con población mexicana para evaluar la asertividad en entornos clínicos. Por la importancia que tiene la comunicación de la mujer embarazada con el personal de atención obstétrica, sería pertinente realizar una validación y verificar así su utilidad en dicha población. En este contexto, el objetivo de esta investigación fue analizar las propiedades psicométricas de la Escala de Asertividad en la Relación Paciente-Médico en mujeres mexicanas embarazadas.
MÉTODO
Participantes
Mediante una técnica de muestreo no probabilístico se reclutó a 716 mujeres embarazadas cuya edad osciló entre 13 y 46 años ( M = 26.55; DE = 6.56). Se excluyó del estudio a las mujeres con incapacidad para leer y escribir o si la participante reportaba estar diagnosticada con alguna enfermedad terminal o psicopatológica. El tamaño de la muestra satisfizo los criterios para realizar análisis factorial exploratorio (DeVon et al., 2007) y confirmatorio (Boomsma & Hoogland, 2001).
Instrumentos
Ficha de identificación
Las participantes completaron una ficha de identificación con variables sociodemográficas (edad, estado civil, nivel de estudios, actividad económicamente remunerada) y de su vida reproductiva (número de hijos, embarazos previos y abortos, semanas de gestación y trimestre de embarazo).
Escala de Asertividad en la Relación Paciente-Médico (EARPM; García-Arista & Reyes-Lagunes, 2017)
Cuenta con 21 reactivos en escala Likert pictórico, con una escala de 7 puntos que va de 1 ( Nunca ) a 7 ( Siempre ). Incluye 4 factores: No asertividad-pasividad (9 reactivos), No asertividad-inseguridad (5 reactivos), Asertividad-positiva (4 reactivos), y Agresividad (3 reactivos) que en su conjunto explican el 44.2% de la varianza. Su consistencia interna global es alta (α de Cronbach = .81) y, considerada por factor, es aceptable (α de Cronbach = .70 a .77). Esta escala fue diseñada y originalmente validada para pacientes mexicanos con enfermedades crónico-degenerativas.
Procedimiento
La recolección de datos se realizó en un hospital público de la Ciudad de México entre los meses de agosto y diciembre de 2018. Dos investigadoras contactaron a las potenciales participantes en la sala de espera y en el área de hospitalización y se les invitó a participar en el estudio, explicando la naturaleza y los objetivos de este. Las mujeres que aceptaron participar y eran mayores de edad firmaron un consentimiento informado. Si no eran mayores de edad, firmaban un asentimiento informado y el adulto responsable de ellas era el encargado de firmar el consentimiento informado. También se les entregó la batería impresa con los instrumentos. Completar estos documentos tomó aproximadamente 10 minutos.
Los criterios de inclusión fueron aceptar participar voluntariamente en el estudio y firmar un consentimiento informado si la participante era mayor de edad o, en caso contrario, una carta de asentimiento, aunado a la firma del consentimiento informado por un adulto responsable de ella.
Análisis de datos
La validez de constructo de la EARPM se evaluó mediante análisis factorial exploratorio y confirmatorio. Su consistencia interna se determinó por el cálculo del α de Cronbach y el ω de McDonald. Para el análisis de datos la muestra se dividió en dos submuestras aleatorias de 358 participantes cada una. Con la primera submuestra se realizó un análisis de reactivos que incluyó la detección de respuestas extremas que concentraron el 90% o más de elecciones, se calculó la media, desviación estándar, coeficiente de asimetría y curtosis de cada reactivo, y se analizó la normalidad uni y multivariada mediante la prueba de Shapiro-Wilk y el cálculo del coeficiente de Mardia, respectivamente. El poder discriminativo de los reactivos se evaluó con la técnica de grupos extremos (i.e., puntaje ≤ 1° cuartil vs. puntaje ≥ 3° cuartil) mediante pruebas t de una cola para grupos independientes, y se eliminó cualquier reactivo sin capacidad de discriminar (Cortada de Kohan, 2004). Se empleó esta prueba por ser robusta y soportar desviaciones de la normalidad (de Winter, 2013).
La adecuación muestral se estimó mediante el cálculo del índice KMO y la prueba de esfericidad de Bartlett. Entonces se condujo un análisis paralelo para evitar la sobreestimación de factores. A partir de este análisis, se retuvo el o los factores cuya varianza explicada fuera superior al percentil 95 de factores generados al azar. Esta estrategia brinda argumentos objetivos para la retención de factores (Hayton et al., 2004), frente a alternativas como el criterio de Kaiser y el análisis del gráfico de sedimentación, con los cuales se tiende a sobreestimar el número de factores (Baglin, 2014). Posteriormente se condujo un análisis factorial exploratorio con el método de mínimos cuadrados robustos ponderados diagonalmente con rotación oblimin directo. Para la conformación de factores se contempló al menos tres reactivos por factor, cada reactivo con una saturación ≥ .40 en un solo factor (solución factorial simple; Thurstone, 1931), una comunalidad (h 2) ≥ .32 (Tabachnick & Fidell, 1996), congruencia conceptual reactivo-factor y una consistencia interna por factor por α de Cronbach ≥ .70 (George & Mallery, 2003) y ω de McDonald ≥ .80 (Viladrich et al., 2017) y ≤ .94 (Kline, 2015). Existe evidencia de que el primero de estos coeficientes tiende a subestimar el valor de esta medida (Elosua & Zumbo, 2008). En cambio, el ω de McDonald es un indicador más adecuado de consistencia interna cuando se tienen escalas ordinales como lo son las escalas Likert (Ventura-León & Caycho-Rodríguez, 2017).
Previo a la realización del análisis factorial confirmatorio, se realizó un análisis de multicolinealidad (Kline, 2011) a fin de identificar reactivos redundantes. Para ello se estimó la correlación inter-reactivo y se identificaron reactivos asociados con una r ≥ .60. Luego, se analizó la carga factorial asociada a la pareja de reactivos y se eliminó aquel con el menor valor de esta.
Con la segunda submuestra se realizaron las pruebas de adecuación muestral previamente mencionadas y un análisis factorial confirmatorio de máxima verosimilitud, para evaluar el ajuste de la estructura exploratoria obtenida con los reactivos retenidos posterior al análisis de multicolinealidad. Se aceptaron cargas factoriales ≥ .40 (Williams et al., 2010) y se verificó si cumplían en criterio de carga factorial media ≥ .70 (Hair et al., 2010). Se consideró como criterios para verificar la bondad de ajuste del modelo los índices de ajuste absoluto: prueba de chi cuadrada (χ2), chi cuadrada relativa (χ2/gl); ajustes de carácter parsimonioso: residuo cuadrático medio de aproximación (RMSEA) con su intervalo de confianza (IC); índice de ajuste incremental: índice de bondad de ajuste comparativo (CFI). Se consideró valores de ajuste aceptable: Χ 2/ gl ≤ 5, RMSEA ≤ .08, CFI ≥ .90; y de ajuste excelente: χ2/gl ≤ 2, RMSEA ≤ .05, CFI ≥ .95 (Steppan et al. 2014). Con ajustes no satisfactorios, se realizaron las re-especificaciones convenientes al modelo, analizando cada una de forma secuencial (Pérez et al. 2013). Una vez identificado el modelo, se estimó la varianza media extraída (AVE). De acuerdo a Hair et al. (2010), un valor de AVE ≥ .50 indica adecuada validez convergente interna. La validez discriminante se estimó por calcular la raíz cuadrada de las varianzas medias extraídas, las cuales deben ser mayores que las covarianzas interfactores (Peñaherrera et al., 2020).
Se realizó un análisis factorial confirmatorio multigrupo (Byrne, 2010) a fin de obtener evidencia de invariancia factorial entre sexos. Se compararon cuatro modelos: 1) Modelo configuracional: evalúa si el modelo utilizado es adecuado para los grupos comparados; 2) Modelo de medida: evalúa si las cargas factoriales son equivalentes para todos los grupos; 3) Modelo de covarianza estructural: evalúa invarianza entre las variables latentes o factores; 4) Modelo de invarianza residual de los reactivos: evalúa invarianza en los errores de medida. Siguiendo el criterio sugerido por Cheung y Rensvold (2002), la detección de invarianza factorial requirió un cambio en el CFI menor o igual a .01. (ΔCFI), de un modelo con menos restricciones a un modelo más restrictivo.
Para el análisis de resultados se emplearon los programas SPSS v.20, AMOS v.21 y FACTOR v.10.8.02. Un resultado se consideró significativo con una p ≤ .05.
Consideraciones Éticas
Este estudio cuenta con la aprobación del Comité de Investigación y del Comité de Ética en Investigación del Hospital de la Mujer (registro HM-INV/2018:04.03). Su conducción se realizó apegada a las normas éticas de la Declaración de Helsinki (actualizada al 2013) y lineamientos nacionales (Sociedad Mexicana de Psicología, 2010) e internacionales (American Psychological Association, 2002) de investigación psicológica con humanos.
RESULTADOS
Análisis Descriptivos de los Reactivos
La tabla 1 muestra información sobre las características sociodemográficas de los participantes, las cuales se obtuvieron a partir de una ficha de identificación.
Tabla 1 Datos sociodemográficos y de la vida reproductiva de las participantes
| Mdn | (Min-Max) | |
|---|---|---|
|
Número de hijos |
1 |
(0-6) |
|
Número de embarazos previos |
1 |
(0-6) |
|
Número de abortos |
0 |
(0-4) |
|
Semanas de gestación |
33 |
(0-41) |
|
n |
% | |
|
Estado civil |
||
|
Soltera |
139 |
19.4 |
|
Casada o en unión libre |
552 |
77.1 |
|
Divorciada o separada |
22 |
3.1 |
|
Viuda |
2 |
0.3 |
|
Nivel de estudios |
||
|
Sin estudios |
2 |
.3 |
|
Básico |
265 |
37 |
|
Medio superior o carrera técnica |
336 |
46.9 |
|
Superior o posgrado |
113 |
15.8 |
|
Actividad económicamente remunerada |
||
|
Sí |
155 |
21.6 |
|
No |
557 |
77.8 |
|
Trimestre de embarazo |
||
|
Primero |
32 |
4.5 |
|
Segundo |
146 |
20.4 |
|
Tercero |
538 |
75.1 |
La tabla 2 muestra el análisis descriptivo de los reactivos. La media de respuesta osciló entre 1.40 y 4.98 con una desviación estándar de entre .96 a 1.78. No hubo evidencia de normalidad univariada ( p > .05) o multivariada (coeficiente de asimetría = 189.90, p = 1; coeficiente de curtosis = 807.51, p < .001). Todos los reactivos discriminaron ( p < .001).
Tabla 2 Análisis de los reactivos y de la estructura factorial de la Escala de Asertividad en la Relación Paciente-Médico en una muestra de mujeres embarazadas mexicanas
| Reactivo | M | DE | S | C | F1 | F2 | h 2 | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
|
10 |
Me habla, yo me encojo |
1.50 |
1.11 |
2.72 |
7.72 |
.87 |
.76 |
|
|
18 |
Me pregunta algo, me siento insegura |
1.71 |
1.28 |
2.04 |
3.64 |
.86 |
.75 |
|
|
21 |
Termina la consulta, me siento frustrada |
1.55 |
1.23 |
2.57 |
6.40 |
.86 |
.74 |
|
|
19 |
Me habla, prefiero voltear a otro lado |
1.40 |
.96 |
2.93 |
9.29 |
.85 |
.74 |
|
|
9 |
Me deja con dudas, prefiero dejarlas para la siguiente cita |
1.75 |
1.35 |
1.91 |
3 |
.82 |
.68 |
|
|
17 |
Me habla, siento que mis manos tiemblan |
1.74 |
1.34 |
1.94 |
3.03 |
.80 |
.64 |
|
|
11 |
Me pregunta algo y contesto, siento que mi voz es temblorosa |
2 |
1.61 |
1.53 |
1.28 |
.80 |
.64 |
|
|
7 |
Me falta al respeto, me quedo callada |
1.54 |
1.28 |
2.61 |
6.36 |
.79 |
.62 |
|
|
12 |
Se equivoca, yo acabo pidiendo disculpas sabiendo que yo tengo la razón |
1.52 |
1.14 |
2.64 |
7.28 |
.79 |
.65 |
|
|
20 |
Me explica algo que no entiendo, prefiero preguntarle a algún conocido |
1.75 |
1.42 |
2.20 |
4.38 |
.79 |
.62 |
|
|
8 |
Y yo hablamos, tengo mis manos tensas |
2.14 |
1.67 |
1.31 |
.50 |
.78 |
.62 |
|
|
16 |
Me dice algo con lo que no estoy de acuerdo, soy sarcástica |
1.60 |
1.19 |
2.23 |
4.68 |
.77 |
.62 |
|
|
2 |
Y yo tenemos un desacuerdo, noto que subo el volumen de mi voz o grito |
1.62 |
1.24 |
2.23 |
4.67 |
.76 |
.59 |
|
|
1 |
Me dice algo que no entiendo, me dan ganas de irme de ese lugar |
1.91 |
1.55 |
1.66 |
1.68 |
.72 |
.53 |
|
|
15 |
Me trata mal, me es difícil decirle que debe respetarme |
1.90 |
1.67 |
1.77 |
1.90 |
.71 |
.58 |
|
|
5 |
Me dijo algo con lo que no estoy de acuerdo, prefiero quedarme callada |
2.20 |
1.78 |
1.31 |
.50 |
.66 |
.44 |
|
|
13 |
Atiende a una persona que llego después que yo, prefiero quedarme callada |
1.91 |
1.55 |
1.77 |
2.33 |
.65 |
.43 |
|
|
4 |
Me pide la opinión sobre un tema, le digo lo que realmente pienso |
4.98 |
2.25 |
-.75 |
-.96 |
.81 |
.66 |
|
|
14 |
No me pregunta algo que yo considero es importante, se lo digo |
4.74 |
2.46 |
-.58 |
-1.34 |
.74 |
.56 |
|
|
6 |
Me dice algo con lo que no estoy de acuerdo, se lo hago saber |
4.73 |
2.37 |
-.53 |
-1.31 |
.71 |
.51 |
|
|
3 |
Me habla con palabras que no entiendo, le pido me explique de otra forma |
4.14 |
2.51 |
-.13 |
-1.67 |
.67 |
.49 |
|
|
Propiedades de los factores |
||||||||
|
% Varianza explicada |
51 |
13 |
||||||
|
α de Cronbach |
.91 |
.73 |
||||||
|
ω de McDonald |
.96 |
.82 |
||||||
|
F1: No asertividad |
11.63 |
6.71 |
||||||
|
F2: Asertividad |
18.60 |
7.19 |
||||||
|
Correlación entre factores |
||||||||
|
F1: No asertividad |
1 |
|||||||
|
F2: Asertividad |
.04 |
1 |
||||||
Análisis Factorial Exploratorio
Las pruebas de adecuación muestral indicaron lo pertinente del análisis factorial para el tratamiento de los datos de la submuestra 1 (KMO = .90, IC = .90 a .92; prueba de esfericidad de Barttlet = 3431.05, p < .01). El análisis paralelo mostró la presencia de 2 factores cuya varianza explicada rebasó el percentil 95 de la varianza explicada por factores aleatorios (Figura 1).
La tabla 2 muestra los resultados del análisis factorial exploratorio. Esta solución reveló una estructura simple y cada factor cumplió con los requisitos de cantidad de reactivos, saturación, comunalidad y congruencia conceptual reactivo-factor. Esta estructura explicó el 64% de la varianza y la consistencia interna por factor fue elevada de aceptable a muy elevada (tabla 2). Los factores no mostraron correlación.
El análisis de multicolinealidad indicó una asociación ≥ .60 entre los reactivos 17 con 8, y 18; 18 con 11, 17 y 19; y 19 con 18 y 21. La revisión conceptual muestra semejanzas en el contenido de los reactivos asociados y, debido a la carga factorial, se resolvió eliminar para el análisis factorial confirmatorio los reactivos 8, 18 y 19 del factor No asertividad. La consistencia interna de este factor después de retirar dichos reactivos fue, α de Cronbach = .89; y ω de McDonald = .95.
Análisis Factorial Confirmatorio
Los datos de la submuestra 2 fueron también adecuados para un análisis factorial (KMO = .87, IC = .86 a .91; prueba de esfericidad de Barttlet = 2076.4, p < .01). El modelo inicial obtuvo cargas factoriales de entre .46 y .76 (Figura 2), con una media de .58 y fue aceptable para los criterios de bondad de ajuste RMSEA y chi cuadrada relativa (tabla 3). A fin de mejorar el ajuste se revisaron los índices de modificación y se realizaron las re-especificaciones pertinentes, evaluando cada una en forma secuencial. El modelo final mostró un ajuste aceptable para los criterios antes mencionados y para el CFI (tabla 3). El análisis de validez convergente interna no mostró resultados satisfactorios, Factor 1 AVE = .28; Factor 2 AVE = .33. La validez discriminante fue satisfactoria ya que la covariación interfactores fue menor a la raíz cuadrada de la AVE de cada factor (i.e., .11 < .59 y .57).
Figura 2 Estructura factorial de la Escala de Asertividad en la Relación Paciente-Médico en una muestra de mujeres embarazadas mexicanas
Tabla 3 Criterios de bondad de ajuste de la estructura factorial de la Escala de Asertividad en la Relación Paciente-Médico en una muestra de mujeres embarazadas mexicanas
| Χ 2 | Χ2/gl | RMSEA (IC) | CFI | |
|---|---|---|---|---|
|
Modelo exploratorio ajustado |
410.23 ** |
3.06 |
.07 (0.06-0.08) |
.85 |
|
Modelo exploratorio ajustado, re-especificación 1 |
372.03 ** |
2.79 |
.07 (0.06-0.08) |
.87 |
|
Modelo exploratorio ajustado, re-especificación 2 |
342.29 ** |
2.59 |
.06 (0.05-0.07) |
.89 |
|
Modelo exploratorio ajustado, re-especificación 3 |
316.98 ** |
2.42 |
.06 (0.05-0.07) |
.90 |
El análisis de invarianza factorial detectó que la estructura identificada es equivalente entre trimestres de embarazo (tabla 4).
Tabla 4 Evaluación de la invarianza factorial entre 1°-2° y 3° trimestre de embarazo
| CFI | ΔCFI | RMSEA | IC 90% | |
|---|---|---|---|---|
|
Modelo configuracional |
.903 |
.04 |
.04-.05 |
|
|
Modelo de medida |
.899 |
0 |
.04 |
.04-.05 |
|
Modelo de covarianza estructural |
.893 |
0 |
.04 |
.04-.05 |
|
Modelo de invarianza residual de los reactivos |
.874 |
0 |
.05 |
.04-.05 |
DISCUSIÓN
La validación de la EARPM con mujeres embarazadas mexicanas detectó que esta posee una estructura bifactorial, con factores no correlacionados, cada uno con una consistencia interna de aceptable a muy elevada que, en su conjunto, explican el 64% de la varianza. La estructura bifactorial fue detectada mediante el empleo de análisis paralelo, identificada por análisis factorial exploratorio y verificada por análisis factorial confirmatorio. Además, los dos factores mostraron adecuada validez discriminante, aunque la validez convergente interna fue inaceptable. Esta estructura presenta además invarianza factorial entre trimestres de embarazo y es válida para mujeres embarazadas de 13 a 46 años.
La estructura original de la EARPM validada con pacientes con enfermedades crónico-degenerativas comprende 4 factores, uno que indica la presencia de respuestas asertivas por parte del paciente (i.e., Asertividad-positiva) y tres más que indican su ausencia (i.e., No asertividad-pasividad, No asertividad-inseguridad, Agresividad). La validación de la EARPM con mujeres embarazadas mexicanas retuvo el factor Asertividad-positiva con sus 4 reactivos. No obstante, el porcentaje de varianza explicada fue mayor respecto a la validación original (i.e., 13% vs. 8.6%), así como su consistencia interna evaluada por α de Cronbach (i.e., .73 vs. .70) aunque en ambos casos se considera aceptable (George & Mallery, 2003). Al emplear ω de McDonald, un índice más adecuado para escalas Likert, la consistencia interna de este factor fue elevado (i.e., .82; George & Mallery, 2003). Como contraparte, en esta validación, los factores que denotan ausencia de asertividad se integraron en un factor único referido como No asertividad. Este factor explicó el 51% de varianza, que es un porcentaje mayor frente al total explicado por los tres factores originales en su conjunto (i.e., 35.6%). Esta integración de factores, que denotan ausencia de Asertividad junto con Agresión, pudo ser debida a que el embarazo es un período en el que la mujer se encuentra vulnerable y con riesgo de estrés materno (Fontein-Kuipers et al., 2014), por lo que es menos probable que se presenten conductas de agresión. La ausencia de correlación entre los factores detectados (i.e., Asertividad-positiva y No asertividad) sugiere que la ausencia de repertorios conductuales que permitan una comunicación asertiva con el médico no implican la presencia de conductas agresivas, pasivas o inseguras en las mujeres embarazadas y viceversa. Sin embargo, esta hipótesis debe ser verificada en estudios posteriores.
A diferencia de la validación original de la EARPM (García-Arista & Reyes-Lagunes, 2017), en este estudio el número de factores se identificó mediante la estimación de un análisis paralelo. Esto garantiza que cada uno aporta una contribución por encima del azar a la varianza explicada (Horn, 1965). Además, en su conformación mediante análisis factorial exploratorio, cada reactivo cubrió los requisitos necesarios para su retención. Las cargas factoriales fueron en todos los casos superiores al valor recomendado de .40 (Lloret-Segura et al., 2014), lo mismo que las comunalidades cuyo valor mínimo recomendado es .32 (Tabachnick & Fidell, 2007). Si bien el factor Asertividad-positiva se retuvo en su estructura original, la revisión conceptual del factor No-asertividad mostró la presencia de reactivos conceptualmente semejantes. Esto último fue verificado mediante el análisis de multicolinealidad que, junto a la revisión conceptual de los pares de reactivos con una asociación elevada, justificó la eliminación de los reactivos 8, 18 y 19. Los dos primeros corresponden al factor original No asertividad-inseguridad, mientras que el último al factor Agresividad, aunque el indicador que señala este reactivo puede también denotar una conducta de inseguridad. Otra diferencia respecto a la validación original de la EARPM desarrollada por García-Arista y Reyes-Lagunes (2017) fue el empleo de un análisis factorial confirmatorio para verificar la estructura detectada. En este análisis las cargas factoriales fueron > .40, acorde a lo sugerido por Williams et al. (2010). No obstante, no superaron el criterio de una media ≥ .70 planteado por Hair et al. (2010). Esto implica un disminuido porcentaje de varianza total de la variable, que es explicada por el factor. Los indicadores de bondad de ajuste alcanzaron el criterio de aceptable después de tres re-especificaciones, las cuales consistieron en identificar covariaciones en el término de error de reactivos del factor No asertividad. La revisión sugiere una semejanza conceptual y/o en el indicador referido en estos reactivos. Si bien este factor es conceptualmente coherente, dado el número de re-especificaciones se sugiere que futuros estudios verifiquen su conformación ensayando la eliminación de reactivos posiblemente redundantes. Esto no fue realizado en este estudio a fin de evitar una posible capitalización al azar (i.e., realizar ajustes estadísticos hasta obtener resultados deseados; Batista-Foguet et al., 2004). Debe señalarse también la asimetría que existe entre factores, al poseer el factor Asertividad-positiva solo 4 reactivos, valor superior al mínimo aceptable para un modelo de dos o más factores (Jöreskog et al., 2016), mientras que el factor No asertividad posee 17.
Otros aspectos detectados por el análisis factorial confirmatorio fueron la evidencia de validez discriminante entre los factores Asertividad-positiva y No asertividad. Esto implica que la variable latente evaluada por uno es mutuamente excluyente respecto a la evaluada por el otro. Del mismo modo, se detectó invarianza factorial entre los trimestres de embarazo, primero y segundo en relación con el tercero. Esto indica una forma equivalente de la EARPM (García-Arista & Reyes-Lagunes, 2017) que puede ser utilizada en cualquier momento durante el embarazo. Pese a lo anterior, los datos no mostraron evidencia de validez convergente interna pues la AVE no alcanzó el valor ≥ .50 indicado por Hair et al. (2010). Esto implica que los reactivos no miden en forma adecuada los constructos a evaluar (Cheung & Wang, 2017). Sin embargo, Moral de la Rubia (2019) ha señalado la dificultad para satisfacer este requisito y propone puntos de corte diferentes y fijados en relación con otros indicadores, que resultan más flexibles. Por ejemplo, en su estudio de simulación, este autor propone que, con cargas factoriales ≥ .50 y ω de McDonald ≥ .70, una AVE ≥ .37 indica un nivel aceptable de validez convergente. Para este estudio, si bien el factor Asertividad cumple con las primeras dos condiciones, el valor obtenido para la AVE sigue siendo insatisfactorio. Lo anterior obliga a una revisión conceptual a profundidad de los indicadores de cada factor en la EARPM de García-Arista y Reyes-Lagunes (2017).
Finalmente, la consistencia interna del factor No asertividad, evaluada tanto por α de Cronbach como por ω de McDonald indica la redundancia de algunos de sus reactivos (Kline, 2015; Oviedo & Campos-Arias, 2005). Esta afirmación es consistente con las re-especificaciones elaboradas que sugieren semejanzas en redacción y/o en indicadores conductuales entre pares de reactivos del mencionado factor. En consecuencia, futuros estudios deberán verificar la pertinencia de la confirmación del mismo.
Entre las fortalezas de este estudio se encuentra el uso de una muestra heterogénea, con mujeres embarazadas de entre 13 y 46 años. Esto facilita su empleo durante casi toda la vida reproductiva de las mujeres, a la par que durante cualquier trimestre del embarazo. Igualmente, el uso de análisis paralelo fue útil para determinar en forma objetiva el número de factores a retener. Y finalmente, también el uso de análisis factorial confirmatorio, con diversos criterios objetivos a fin de verificar la adecuación del modelo. Entre las limitantes se encuentran la ausencia de evidencia acerca de validez convergente y divergente, así como también de un análisis de estabilidad temporal. Adicionalmente, la calificación del instrumento se realiza por la suma aritmética del puntaje de cada reactivo por factor, y no se cuenta actualmente con una evaluación categórica que defina por niveles la posesión de los atributos medidos. Futuros estudios deberán continuar con el proceso de validación, atendiendo dichas limitantes.
Conclusiones
La EARPM validada en mujeres mexicanas embarazadas presenta adecuadas propiedades psicométricas para evaluar la comunicación asertiva entre el médico y la mujer usuaria de servicios de atención gineco-obstetra. No obstante, nuevos estudios deben ser elaborados a fin de atender el problema de validez convergente interna detectado, así como de consistencia interna para el factor No asertividad.
