Materiales y métodos

Se trata de un estudio para la traducción, adaptación transcul tural y validación del mencionado instrumento, que fue llevado a cabo entre mayo 2018 y abril de 2019 en el Consultorio de Cesación Tabáquica del Programa de Medicina Interna General del Hospital de Clínicas (UBA).

El instrumento elegido para validar fue la versión original SETS, en sus dos versiones: de 20 y 9 ítems¹⁷. Los encues tados deben graduar su nivel de tentación para cada situación en una escala de Likert de cinco puntos (desde 1 Ninguna tentación a 5 Extrema tentación). Altos puntajes significan AE baja para mantenerse abstinente. Los scores pueden ir de 20 a 100 (en la versión de 20 ítems) o de 9 a 45 (para 9 ítems). Los puntos de corte más utilizados son 60 y 27 respectivamente¹⁷.

Los ítems evalúan la tentación en tres dominios: relacio nada con afectos/situaciones sociales negativas, con afectos/ situaciones sociales positivas y con hábitos/situaciones de urgencia por fumar. Estos tres dominios coinciden con cons tructos originalmente descriptos en trabajos anteriores¹⁷. El primero corresponde a factores individuales o intrapersonales que involucran estados emocionales negativos o motivaciones inadecuadas. El segundo, a factores ambientales o socia les como estímulos y contingencias externas. El constructo Hábitos/Situaciones de deseo intenso de fumar o craving corresponde al impacto subjetivo generado por factores fisio lógicos como los síntomas de abstinencia, urgencia y deseos imperiosos de fumar¹⁷.

La consistencia interna y validez interna y externa de este instrumento ha sido confirmada en la población general de los EE.UU.¹⁷. Además de la versión descripta, también se validó la versión con 9 ítems, con la misma división de subescalas y similar consistencia interna¹⁷.

Para realizar la adaptación transcultural y validación del instrumento seleccionado se procedió a cumplimentar con los siguientes pasos: - Obtener autorización del autor, Profesor Wayne Velicer. -Traducción directa al español de los instru mentos en su idioma original por dos traductores diferentes e independientes. - Revisión de las traducciones con un panel de expertos: Con posterioridad, se invitó a integrar el panel de expertos a 15 profesionales de distintas instituciones con experiencia en el tema porque se desempeñaban en el área asistencial en cesación tabáquica, o bien referentes en la materia o con experiencia en el área de validación de instrumentos. Aceptaron integrar el panel de expertos 10 pro fesionales. Cada uno de ellos realizó la evaluación en forma independiente. Las sugerencias del panel incluyeron aportes relacionados con el formato, la redacción y formulación de las preguntas. Al finalizar esta etapa se obtuvo una primera versión (Beta 1 de ambos formularios: versión completa y versión corta) traducidas al idioma local. - Traducción inversa: se realizó la traducción inversa al idioma original por 2 traduc tores diferentes de los que participaron en el paso 2. Estos traductores desconocían el instrumento original. - Segunda revisión del panel de expertos: en esta etapa se evaluaron las dos versiones por parte del comité de expertos que se aprobaron por consenso y se obtuvo una versión única de cada uno de los instrumentos (validez de contenido). - Prueba del cuestionario: Con la finalidad de identificar preguntas que pudieran generar dificultades se administró la versión com pleta (20 ítems) y la versión corta (9 ítems) a una muestra intencional constituida por 10 fumadores mayores de 18 años que asistieron al Consultorio de Cesación Tabáquica, el 50% de los participantes solo había completado el nivel primario de educación. A continuación, se realizaron entrevistas se miestructuradas, utilizando una guía confeccionada para tal fin, en las que se exploraron la duración del instrumento, la claridad de las preguntas e instructivos, y la comprensión de cada ítem; se obtuvo un registro escrito de los motivos que generan la falta de comprensión o de claridad de los distintos ítems. También se les solicitaron formulaciones alternativas de los ítems e interpretaciones conceptuales de los mismos. - Redacción de la versión final: la versión final fue evaluada por el panel de expertos y aceptada, con su modalidad de administración definida y su diseño de encuesta, se consideró que incluía preguntas comprensibles y pertinentes. - Confiabi lidad de la versión final se exploró por medio de análisis de:

Estabilidad: se evaluó por medio del Test-Retest. Para ello se aplicó el instrumento a 40 personas en dos ocasiones repetidas y distanciadas por un período de 10 días por un mismo encuestador (confiabilidad intra-observador).

Reproducibilidad: ésta se valoró en otro grupo de 40 per sonas por dos encuestadores diferentes (confiabilidad inter observador).

Consistencia interna: para la evaluación conjunta de la consistencia interna y la validez se aplicó la versión final a una muestra no probabilística de 200 pacientes, siguiendo las recomendaciones acerca de la selección de la muestra y tamaño para estudios factoriales^18,19. Se incluyeron personas de ambos sexos, argentinos, mayores de 18 años, fumadores (toda persona mayor de 18 años que fumaba en el momento de la consulta y refería haber fumado al menos 100 cigarrillos en toda su vida²⁰) que concurrieran ambulatoriamente para su asistencia en el Consultorio de Cesación Tabáquica del Programa de Medicina Interna General del Hospital de Clíni cas durante el periodo 2018-2019. Los participantes debían poder hablar, leer y comprender el idioma local, capaces de separarse de sus acompañantes y no encontrarse dema siado enfermos para participar. Se consideró como criterios de exclusión ser extranjero, padecer una enfermedad grave psiquiátrica y/o física que impidiese realizar una adecuada entrevista, no saber leer y escribir, no poder o querer brindar su consentimiento informado y estar embarazada. Este último criterio se incluyó debido a que esta particular subpoblación blanco no fue incluida en la elaboración del artículo original¹⁷.

Validez: Se exploraron los siguientes aspectos: Validez de forma y de contenido: se realizó a través de la lectura y la evaluación por expertos. Validez de constructo: al no existir un gold standard se procedió a evaluar la validez de cons tructo a través de la elaboración de hipótesis y el análisis de componentes principales. Para ello se plantearon 2 hipótesis diferentes y se exploró cómo se comportaba el instrumento con relación con ellas.

- Existe una asociación entre la AE y el grado de adicción física a la nicotina (evaluada con el test de Fargëstrom)¹⁷. Se postula que la AE se correlaciona positivamente con los puntajes obtenidos de dicha prueba. Es decir que aquellos pacientes con mayor adición tendrán baja AE para evitar fumar en situaciones desencadenantes.

- Existe una relación entre la AE y el número de cigarrillos consumidos por día¹⁷. Se postula que la AE se correlaciona positivamente con el número de cigarrillos/día informado. Es decir que los pacientes que fumen mayor número de cigarrillos por día tendrán mayores scores de AE.

Para estudiar estas hipótesis y para el análisis de com ponentes principales se utilizó la muestra de 200 fumadores descripta previamente.

Además, se obtuvieron otras variables:

Variables demográficas: edad (expresada en años); si tuación de pareja (pareja conviviente, pareja no conviviente y sin pareja); años de educación formal y lugar de residencia (CABA, Conurbano e Interior)

Variables relacionadas con las características del consumo de tabaco: edad de comienzo (edad en la cual la persona prueba el cigarrillo por primera vez²⁰); edad de dependencia (edad en la cual la persona comienza a fumar²⁰); número de cigarrillos que consume en un día²⁰; número de intentos previos (intentos de dejar de fumar²⁰) y test de Fagerström (evalúa adicción física a la nicotina²⁰).

Para la evaluación de la confiabilidad del instrumento en la fase de Test-Retest se utilizó el Coeficiente de Correlación Intraclase y se aceptaron valores iguales o mayores a 0.85. Para la evaluación de la consistencia interna se aplicó el Coeficiente Alpha de Cronbach en forma global y para las 3 diferentes subescalas. Se aceptaron valores entre 0.7 a 0.9 (valores mayores indican redundancia).

Para el análisis de la muestra de 200 pacientes se realizó una estadística descriptiva. Los datos obtenidos de variables categóricas se expresaron en porcentajes y con sus respec tivos intervalos de confianza. En la descripción de los datos obtenidos de variables numéricas se utilizaron la media y desvío standard, si eran de distribución gaussiana, o mediana e intervalos intercuartilos para distribuciones no gaussianas. La asociación entre variables categóricas fue evaluada con el test de chi cuadrado y con el test de Student o test no paramétricos para las numéricas. La significancia estadística fue de p < 0.05.

Para evaluar la validez de constructo se utilizó un análisis de componentes principales “FACTOR ANALYSIS” con rota ción VARIMAX. Este análisis puede ser definido como una estrategia estadística que permite el análisis estadístico de un instrumento a través del análisis de factores mostrando correlaciones entre las variables observadas¹⁸. Previa a la extracción de factores, se realizaron el test de Bartlett y el test de Kaiser - Meyer - Olkin (KMO) para determinar la adecuación de la muestra, con un mínimo requerido de 0.5 para este último. Luego, se extrajeron factores basándose en los siguientes criterios: valores de Eigenvalue >1 (es una medida de la variabilidad total del instrumento que puede ser explicada por el factor latente; aquellos factores con valores mayores a 1 concentran la mayor variablilidad y deben ser retenidos); factores que expliquen individualmente más del 10% de la variabilidad total y factores que, en conjunto, expliquen el 70% de la misma y el Scree test de Cattle. Se utilizó el paquete estadístico STATA 14.

El presente protocolo de investigación fue sometido a consideración del Comité de Ética del Hospital de Clínicas José de San Martín (UBA). Se les solicitó el consentimiento informado a todos los participantes y se le garantizó la priva cidad y confidencialidad del contenido de toda su encuesta.

Resultados

Las dos versiones resultantes de dos traductores inde pendientes fueron analizadas por el panel de expertos. Se modificaron un total de 10 preguntas, cambios rela cionados con aspectos lingüísticos, que incluyeron desde cambios de palabras por sinónimos más comunes en nuestra lengua (5) y cambios en el orden de algunas pa labras. Con dichos cambios se obtuvo una única versión por consenso que fue sometida a traducción inversa. De la comparación de la versión original con la obtenida por la traducción inversa, solo una pregunta requirió modifi cación. Luego, el comité de expertos revisó nuevamente el cuestionario y se obtuvo una versión que se utilizó para las entrevistas en profundidad. Ésta se realizó a una muestra intencional de 10 fumadores, se detectaron dificultades en la comprensión de las preguntas N° 1, 12, 14 y 15. En la primera se optó por el agregado de “o copa” a “trago”, para facilitar la comprensión de que se trata de una bebida alcohólica. En la segunda, se cambió el origi nal (“cuando muero por un cigarrillo”) por “cuando estoy desesperado/a por un cigarrillo”. En la tercera se omitió las palabras “siento que” del original (“cuando siento que necesito levantar mi ánimo”). Finalmente, en la N°14 se cambió el negativo (“cuando no me preocupa mi salud...”) por la opción afirmativa “cuando me despreocupa mi salud…” (versión final) (Anexo 1). Para la evaluación de la confiabilidad se realizaron un total de 40 entrevistas a cargo de dos encuestadores diferentes en la misma consulta, en forma sucesiva. También cada uno de estos encuestadores efectuó otras 20 entrevistas aplicando el cuestionario al mismo paciente, esta vez en un plazo de 2 semanas. Para la primera se obtuvo un ICC = 0.90 y de 0.77 para la segunda.

Posteriormente, se obtuvo una muestra por convenien cia de 200 fumadores durante los meses de marzo de 2018 y diciembre de 2019. Compuesta por 72% (144) de mujeres, con una mediana de edad de 39 años (RI = 20), con 15 años de educación formal como mediana (RI = 6). El 56% residía en la Ciudad Autónoma de Buenos Aires, las demás características están descritas en la Tabla 1. Tomando como punto de corte el valor de 60 en la puntua ción general del cuestionario, 44.5% de la muestra mostró alta AE. Este porcentaje de la muestra se caracterizó por tener menor consumo de cigarrillos/día y menor puntaje en el test de Fargeström comparado con aquellos que obtuvieron bajos puntajes.

Tabla 1 Comparación de las características demográficas entre fumadores con alta y baja autoeficacia. 

Para la evaluación de la consistencia interna se rea lizó la estimación de la correlación ítem-total y de los tres dominios para las dos versiones del cuestionario (20 y 9 preguntas). En la primera se obtuvo un α de Crombach = 0.93 para la versión larga y de 0.85 para la corta. Para el dominio de afectos positivos α = 0.82, para afectos negati vos α = 0.89 y α = 0.84 para urgencia de fumar (Tabla 2).

Tabla 2 Coeficiente de correlación de Crombach para las dos versiones del cuestionario de autoeficacia 

Como fue mencionado en el apartado Materiales y Métodos, la validez de constructo se evaluó a través de 2 hipótesis y del análisis de componentes principales. Para la primera de ellas se realizó una correlación entre los puntajes obtenidos del instrumento a validar y el test de Fargeström: R2 = 0.87 (p = 0.0002). También se realizó una correlación entre el puntaje del test y el número de cigarrillos consumidos por día referido: R2 = 0.75 (p = 0.0002).

Para analizar la conveniencia de implementar un análisis factorial se realizó una matriz de correlación inter-ítem. En la inspección se presentó un elevado porcentaje de correlaciones (84.8%) con valores superiores al 0.3, requisito necesario para continuar el análisis. Además, se realizaron el test de Bartlett (χ2 = 2037.876, ρ = 0.000) y el test KMO que fue de 0.9. Estos valores indican la pertinencia de realizar este análisis.

El análisis factorial mediante el método de compo nentes principales de la versión extensa del instrumento, sugirió, inicialmente, la presencia de 20 factores, 3 de ellos con eigenvalue mayor a 1.

Luego de que se aplicara la rotación Varimax se retuvieron estos 3 factores, que explican el 95% de la varianza total (el factor 1 = 39%, con eigenvalue = 9.75; el factor 2 = 29% con eigenvalue = 2.34 y 16% el factor 3 con eigenvalue = 1 y 26%). En el factor 1 se agruparon los ítems: 3, 5, 7, 8, 18 y 19. En el factor 2: 1, 4, 6, 9, 10, y 16. Y en el factor 3: 2, 11, 12, 13, 14, 15, 17 y 20. Estos factores se corresponden con las dimensiones de Afec tos/Situaciones sociales negativas, Afectos/Situaciones sociales positivas y Hábitos/ Situaciones de urgencia de fumar del test original desarrollado por Velicer. En La Figura 1 se representan la agrupación de los ítems y sus correspondientes correlaciones.

Fig. 1 Estructura de los factores obtenidos en el análisis factorial de la versión argentina del test de Autoeficacia de Velicer (20 ítems) 

En el análisis de la versión corta, también se obtuvo una matriz de correlación interítem con valores mayores a 0.3 (46%). En el análisis sin rotación de factores también se diferenciaron 3 factores con eigenvalue mayor a 1, que se retuvieron con la rotación de estos. Ellos explican, en conjunto, el 69% de la varianza total (el factor 1 = 27%, con eigenvalue = 3.95; el factor 2 = 22% con eigenvalue = 1.21 y el factor 3 = 19% con eigenvalue = 1.08). En el factor 1 se agruparon los ítems 3, 7 y 19, en el factor 2: 13,14 y 20 y en el 3: 4, 10 y 16 (Fig. 2).

Fig. 2 Estructura de los factores obtenidos en el análisis factorial de la versión argentina del test de Autoeficacia de Velicer (9 ítems) 

Discusión

A través del presente trabajo hemos obtenido una versión validada en el idioma local de la Escala de Autoefica cia/Tentaciones de Velicer, diseñada originalmente en inglés. Esta versión incluye lenguaje sencillo y de fácil comprensión que evita el uso de regionalismos, palabras inapropiadas o ambiguas, adaptadas a un nivel primario de instrucción. También se trata de un instrumento de fácil aplicación y breve duración. Se pudieron objetivar tres factores (tanto en la versión de 20 como en la de 9 ítems), aunque de manera global la estructura y com posición de la solución factorial puede ser considerada bastante similar a la ofrecida por el autor. Los factores aparecen diferenciados de manera clara con relación a su dimensionalidad y ortogonalidad. El análisis de confia bilidad indica que los tres factores tienen buenos valores de consistencia interna.

Diferentes estudios relacionaron a la AE con impor tantes desenlaces en cesación tabáquica como menor gravedad de los síntomas de abstinencia, aumento de la probabilidad de hacer un intento de dejar, de abstinen cia y de mantenimiento^14-18. Sin embargo, una revisión sistemática sobre 54 estudios prospectivos describió en 2009 resultados dispares, según el momento en que se evalúe. Así, cuando se midió previo al intento de dejar de fumar, presentó una modesta relación entre los puntajes obtenidos y el abandono futuro. Mientras que, cuando la evaluación se realizó luego del día D la relación es más robusta⁷. Actualmente, se considera que la AE varía su capacidad de predecir abstinencia en función del tiempo⁷.

A pesar de las limitaciones para la aplicación del con cepto enunciadas por la revisión anterior, se publicaron posteriormente diversos trabajos que subrayan alguna relación de la AE con la cesación tabáquica. Por ejem plo, es descripta como el principal factor predictivo para lograr un intento exitoso de abandono tanto en pacientes preparados como en precontemplativos, como un media dor importante entre el uso de incentivos financieros y el abandono o cómo incorporando el concepto de AE en las intervenciones conductuales se obtienen mayores tasas de abstinencia^21-28.

Los resultados de la presente validación tienen proyección práctica, ya que facilita la evaluación de la autoeficacia previa y posterior al tratamiento conductual. Sin embargo, este estudio tiene algunas limitaciones. La primera es haber incluido mayoritariamente personas de residencia en la Ciudad Autónoma de Buenos Aires y el conurbano bonaerense, que podría dificultar su aplicación en otras regiones y/o contextos, dada la diversidad cultural que tiene nuestro país, para lo cual podría ser necesaria la realización de adaptaciones específicas. Sin embargo, y como se mencionara antes, la mayoría de los ítems están compuestos por preposiciones sencillas y comprensibles para un nivel educativo primario.

La segunda limitación tiene que ver con las caracte rísticas de su diseño transversal, que impiden evaluar la sensibilidad al cambio del instrumento, apreciables solo con un diseño longitudinal. Esta limitación adquiere relevancia si consideramos que el incremento de la au toeficacia es, actualmente, el objetivo de muchas estra tegias conductuales para la cesación tabáquica. Lo son también la enseñanza acerca de cómo anticiparse y evitar situaciones gatillo (situaciones que pueden desencadenar el deseo de fumar), cómo sostener la abstinencia o el manejo de los síntomas de abstinencia²⁷.

En nuestra revisión de la literatura hemos hallado un único ejemplo de adaptación transcultural y validación del instrumento original de Velicer. Podemos citar un estudio de la versión breve realizado solo en varones iraníes (dada la baja prevalencia de tabaquismo entre las mu jeres de ese país) cuyas propiedades psicométricas son similares a las obtenidas. Esta versión también conservó la estructura original de tres factores²⁹.

Hemos obtenido una adaptación de la Escala original de Velicer válida y confiable, compuesta por un lenguaje sen cillo y de fácil aplicación y aceptabilidad en nuestro medio.