El apoyo social representa un factor protector para la mujer embarazada, contribuyendo al afrontamiento favorable de estresores. De ahí la importancia del apoyo social de la pareja, ya que su involucramiento propicia la adaptación de la mujer al embarazo, repercutiendo en su salud física y psicológica. El objetivo del estudio fue adaptar y evaluar la estructura interna de la escala AFA-R como medida del apoyo social familiar y de pareja.
Material y métodosParticiparon 284 mujeres mexicanas embarazadas. El muestreo por conveniencia se realizó en clínicas del sector salud. Se realizaron análisis de consistencia interna, análisis factorial exploratorio (AFE) (n=100) y análisis confirmatorio (AFC) (n=184).
ResultadosSe obtuvo un alfa de .927 y evidencia de validez de criterio evaluada con medidas de estrés (rs=–.391) y ansiedad (rs=–.401). El AFE determinó una estructura bifactorial que explica el 68.07% de la varianza. El AFC mostró buena confiabilidad compuesta (CR>.8) y adecuada validez convergente (AVE>.5) en ambas variables latentes.
ConclusionesSe confirma la estructura bifactorial para valorar el apoyo social familiar y de pareja en mujeres embarazadas con la versión adaptada del AFA-R.
Social support represents a protective factor for pregnant women, contributing to the favorable coping of stressors. Hence the importance of a partner's social support, since their involvement promotes a woman's adaptation to pregnancy, affecting her physical and psychological health. The objective of the study was to adapt and evaluate the internal structure of the AFA-R scale as a measure of family and partner's social support.
Material and methodsTwo hundred and eighty fourMexican pregnant women participated. Sampling for convenience was performed in health sector clinics. Internal consistency analysis, exploratory factor analysis (EFA) (n=100) and confirmatory analysis (CFA) (n=184) were performed.
ResultsAn alpha of .927 was obtained, and evidence for criteria validity was assessed with stress measures (rs=-.391) and anxiety (rs=-.401) The exploratory factor analysis (EFA) determined a bifactorial structure that explains 68.07% of the variance. Confirmatory factor analysis (CFA) showed good composite reliability (CR>.8) and an adequate average variance was extracted (AAV>.5) from both latent variables.
ConclusionsThe bifactorial structure is confirmed to assess family and partner's social support in pregnant women with the AFA-R's adapted version.
Para la mujer, el embarazo es una etapa de cambios físicos y psicológicos en el que puede desencadenarse estrés y ansiedad, por valoraciones negativas concernientes a la relación de pareja, el desempeño de distintos roles y molestias diarias (Da Costa, Larouche, Dritsa y Brender, 1999). Para Lazarus (2000), el proceso de estrés desencadena respuestas emocionales, que nos hablan de los esfuerzos cognitivos, fisiológicos y psicosociales que una persona hace para sobrevivir y adaptarse a los estresores. Así, al evaluarse un evento como desafío o beneficio, se experimentan emociones positivas, mientras que cuando es valorado como daño y amenaza surgen emociones negativas.
En la ansiedad, subyace un significado relacional, global y existencial cuando se percibe una amenaza en el ambiente (Lazarus, 2000) y desde la perspectiva psicopatológica se explica por respuestas anticipatorias ante una amenaza futura, acompañada de conductas evitativas, tensión muscular y vigilancia (Asociación Americana de Psiquiatría, 2014). Parfitt y Ayers (2014) señalan que, durante el embarazo, los síntomas ansiosos debieran ser comprendidos como parte de un continuo procesual de estrés, asociado a la adaptación al embarazo. Así, se ha observado la participación de variables tales como sucesos estresantes, depresión y autoestima; aunque la insatisfacción con el apoyo social, resulta ser un factor de mayor riesgo para el desencadenamiento de ansiedad prenatal y que puede predecir la del posparto (Navarrete, Lara-Cantú, Navarro, Gómez y Morales, 2012).
Se reporta que durante el embarazo los síntomas ansiosos se presentan en mayor proporción que los depresivos (Parfitt y Ayers, 2014). Pero se insiste en la limitada evidencia de factores de riesgo y efectos de la ansiedad prenatal en la madre y su descendencia (Silva, Nogueira, Clapis y Leite, 2017), recomendándose su exploración como entidad clínica independiente a la depresión (Navarrete et al., 2012).
Globalmente, el 4.6% de las mujeres se vieron afectadas por trastornos ansiosos durante el año 2015 (World Health Organization, 2017); no obstante, estudios sobre prevalencias de sintomatología emocional no distinguen entre casos de inicio durante el embarazo de los desencadenados en el posparto; ante lo cual se insiste en que la etapa gestacional es una oportunidad para la detección, prevención y tratamiento oportuno (Lara, Patiño, Navarrete y Nieto, 2017).
El apoyo social es un factor que protege la salud mental de las mujeres durante el embarazo, al permitir el afrontamiento favorable de situaciones estresantes con menor dificultad (Basharpoor et al., 2017). Además, ante complicaciones obstétricas se informan bajos niveles de estrés y ansiedad, cuando estas perciben un mayor apoyo e involucramiento de las parejas (Brajenović-Milić, Martinac, Kuljanić y Petrović, 2010). Incluso, el no planear el embarazo se relaciona con un bajo apoyo social de las parejas, repercutiendo en una peor calidad en la relación y distrés (Barton, Redshaw, Quigley y Carson, 2017). Del mismo modo, la familia extensa parece desempeñar un papel importante al influir en el apoyo que aporta la pareja por diversas circunstancias socioculturales que, al ser bajo, origina un proceso de estrés en las mujeres (Gao, Sun y Chan, 2014). Ante ello, se insiste en la exploración del apoyo social en centros de salud de forma rutinaria durante revisiones obstétricas, para identificar casos complicados e implementar estrategias psicosociales que prevengan la cronicidad de sintomatología emocional (Wittkowski, Garrett, Cooper y Wieck, 2017).
Por otro lado, el metaanálisis de Hetherington et al. (2015) informó sobre medidas de apoyo social utilizadas en diversos estudios que incluyen el periparto. Tres instrumentos identificados, fueron base para la construcción de la escala de apoyo social familiar y de amigos (AFA-R) (González y Landero, 2014). En este caso, el cuestionario MOS de apoyo social que mide el apoyo funcional (acompañamiento, emocional, instrumental, informativo y evaluativo) (Sherbourne y Stewart, 1991); la escala multidimensional de apoyo social, con dimensiones de apoyo estructural (familia, amigos y otros significativos) (Zimet, Dahlem, Zimet y Farley, 1988), así como una versión del cuestionario de apoyo social Duke-UNC con dimensiones de apoyo confidencial, afectivo e instrumental (Broadhead, Gehlbach, de Gruy y Kaplan, 1988).
Si bien dichas medidas son fiables y válidas, en la AFA-R se reúnen dimensiones relacionadas con la fuente del apoyo (amigos y familia), la evaluación y el contenido del mismo, valorando la percepción de la disponibilidad y la satisfacción del apoyo social. Se considera una herramienta útil, breve, fácil de comprender y de administrar, además ha mostrado adecuadas propiedades psicométricas (Caldera, Martín del Campo, Caldera, Reynoso y Zamora, 2017; Ortiz-Peña et al., 2019; Rodríguez-Fernández, Ramos-Díaz, Ros, Fernández-Zabala y Revuelta, 2016), siendo factible su adaptación para evaluar el apoyo de pareja en mujeres mexicanas embarazadas.
Con base en lo anterior, el objetivo fue adaptar, validar y confirmar la estructura interna de la escala AFA-R con medidas del apoyo social familiar y de pareja, mediante el análisis factorial exploratorio (AFE) y confirmatorio (AFC); evaluar la validez de criterio comparando con medidas de estrés y ansiedad, así como comparar las variables de estudio entre las mujeres primigestas y multigestas.
MétodoDiseñoEstudio instrumental de tipo transversal correlacional, con el que se analizan las propiedades psicométricas del instrumento en un momento temporal sin considerar relaciones causa-efecto. El muestreo fue no aleatorio por conveniencia, obteniéndose medidas en 2o más variables, en participantes que se encontraban en el lugar (Ato, López y Benavente, 2013).
ParticipantesLa muestra total del estudio se compuso de 284 mujeres mexicanas embarazadas. Pertenecían a un programa de aseguramiento voluntario brindado por una institución pública de salud al carecer de seguridad social.
Para el procesamiento de datos se eliminaron 4 participantes, ya que 3 informaron un diagnóstico de depresión durante el embarazo y la evaluación de la otra participante estaba incompleta. La muestra se dividió para realizar el AFE y el AFC. La muestra estudiada en el AFE (n=100) contaba con una edad promedio de 22.96 años (DT=5.24), el 61% con escolaridad secundaria, el 22% estaba casada y el 78% en unión libre, el 92% realizaba labores domésticas, el 74% percibió subjetivamente un nivel socioeconómico medio; el 43% eran primigestas y el 57%, multigestas; el 18.8% se encontraba en el primer trimestre, el 33.3% en el segundo y el 47.9% en el tercero. El 12.1% informó haber presentado complicaciones obstétricas en algún momento de la gestación (amenaza de aborto, embarazo de alto riesgo, anemia, infecciones urinarias, preeclampsia, dolores musculares y de cabeza); además, el 9% tenía antecedentes familiares de depresión y el 3% de ansiedad, un 2% tuvo un diagnóstico de depresión antes del embarazo.
La edad promedio de la muestra para el AFC (n=184) fue de 20.79 años (DT=4.34); el 50.5% de las mujeres tenían escolaridad secundaria y el 29.9% bachillerato; el estado civil del 84.8% fue unión libre; el 76.1% realizaba labores domésticas y el 7.6% se desempeñaba en un empleo remunerado, el 81.1% percibió subjetivamente un nivel socioeconómico medio. Asimismo, el 77.7% eran primigestas y el 22.3% multigestas; el 18.5% se encontraba en el primer trimestre, el 34.2% en el segundo y el 47.3% en el tercero; el 16.8% informó haber presentado complicaciones obstétricas en algún momento de la gestación (amenaza de aborto, infecciones urinarias y dolores corporales). Un 13.6% contaba con antecedentes familiares de depresión y 7.7% de ansiedad, mientras que el 2.7% tuvo en algún momento de su vida un diagnóstico de depresión.
InstrumentosHistoria sociodemográfica e historia clínica y obstétricaSe desarrolló un cuestionario estructurado ad hoc para obtener información socioeconómica, obstétrica y de salud mental, que permitiera seleccionar a las participantes de acuerdo con los criterios de inclusión.
Apoyo socialLa escala AFA-R (González y Landero, 2014) contiene 2dimensiones que explican el 66.09% de la varianza: apoyo familiar (ítems 1, 3, 5, 7, 9, 11, 13 y 14) y apoyo de amigos (ítems 2, 4, 6, 8, 10, 12 y 15), donde queda eliminado el ítem 9. El estudio se efectuó en estudiantes (n=456), obteniéndose un alfa de .91, considerado consistencia interna alta, y una evidencia de validez de criterio al encontrar una relación negativa y significativa entre apoyo social y el estrés (rs=–.337, p=.001).
En el presente estudio se optó por utilizar la versión de 14 ítems, modificándose el origen del apoyo social en la dimensión de amigos para evaluar el apoyo de pareja. Así la palabra amigos cambió por pareja en los ítems 2, 4, 6, 8, 10, 11 y 14, por ejemplo, «Cuentas con tu pareja para platicar cuando lo necesitas». Para medir otros contenidos del apoyo social, en las afirmaciones 9, 10 y 11, se agregaron las palabras otras actividades y entre paréntesis domésticas, para anticiparnos a casos en que las mujeres no se encontraran insertadas en el ámbito académico. Por ejemplo, «Tu pareja te ayuda en las tareas de la escuela, el trabajo u otras actividades (domésticas)» y «Alguien de tu familia te apoya cuando tienes problemas en la escuela, trabajo u otras actividades (domésticas)». Se mantuvo la escala Likert de 5 puntos, que van de 1 (nunca) a 5 (siempre) según la situación actual del individuo, con un recorrido de puntuación de 14 a 70, donde a mayor puntaje mayor apoyo social percibido.
Síntomas de ansiedadSe utilizó el inventario de ansiedad de Beck (Beck, Epstein, Brown y Steer, 1988), adaptado en población mexicana (Robles, Varela, Jurado y Páez, 2001). Se compone de 21 ítems distribuidos en 2dimensiones generales: síntomas subjetivos y somáticos. Se responde mediante una escala Likert de 4 puntos, que va de 0 (es poco o nada) a 3 (severamente). La puntuación total oscila entre 0 a 63, donde puntuaciones altas reflejan mayor sintomatología ansiosa durante la última semana, incluyéndose el mismo día en que se respondió. Su consistencia interna es de .84.
EstrésSe empleó la escala de estrés percibido (Cohen, Kamarck y Mermelstein, 1983), en su adaptación en población mexicana (González y Landero, 2007). Cuenta con 14 ítems donde se invierten 7 de ellos y se responde mediante una escala Likert de 5 puntos, que van de 0 (nunca) a 4 (muy a menudo). Puntuaciones altas indican mayor estrés percibido durante el último mes. Su alfa de Cronbach es de .83.
ProcedimientoEl procedimiento para el presente estudio fue: 1) modificación de los ítems tal y como se señaló anteriormente, revisado por una experta en el tema y realizándose los cambios sugeridos; 2) pilotaje del instrumento en una muestra de 35 mujeres mexicanas embarazadas, obteniéndose en la escala total un alfa de .93, .91 en apoyo familiar y .95 en apoyo de pareja; 3) colecta de datos en 4clínicas de salud, siguiendo el criterio de 5 a 10 participantes por ítem a validar (Nunnallly, 2009), y; 4) análisis estadístico de los datos y resultados. Así, los criterios de inclusión fueron estar embarazada, con estado civil casada o unión libre. Para los análisis de datos, se excluyó a quienes no completaran los cuestionarios o abandonaran el estudio voluntariamente; a mujeres con problemas de consumo de sustancias y diagnóstico de cualquier trastorno psiquiátrico.
Todo ello se realizó acorde con criterios para la conducción de investigaciones en psicología (American Psychological Association, 2017) y la Declaración de Helsinki para la investigación en seres humanos (World Medical Association, 2013). De esta forma, se tuvo un primer contacto con el subdirector de Enseñanza e Investigación de la Secretaría de Salud del Estado de Coahuila, México. Posterior a la revisión del proyecto, se autorizó institucionalmente y se tuvo un segundo acercamiento con el encargado de la Jurisdicción Sanitaria de la entidad, con el objetivo de accesar a población de mujeres embarazadas en diversas clínicas que brindan servicio obstétrico. La recogida de datos estuvo a cargo de la autora principal, de junio del 2018 a noviembre del 2019. Se brindó un consentimiento informado, explicándose de forma entendible el objetivo del estudio, las condiciones de anonimato e intimidad, así como la voluntariedad de la participación. Al finalizar, se entregó un folleto y se ofreció una retroalimentación verbal sobre sus resultados, orientando a las mujeres sobre centros especializados para la atención psicológica de bajo costo y gratuita.
Análisis de datosLa validez y la estructura factorial del AFA-R se examinó utilizando el paquete estadístico para las ciencias sociales SPSS® versión 24 (IBM Corporation, Armonk, NY, EE. UU.). Se obtuvieron datos descriptivos, se evaluó el ajuste a la normalidad de los puntajes con la prueba de Kolmogorov-Smirnov y con base en ello se decidió utilizar correlaciones de Spearman para la validez de criterio. La consistencia interna se evaluó con el alfa de Cronbach y el AFE por componentes principales y rotación O blimin. El programa IBM® AMOS versión 24 (IBM Corporation, Armonk, NY, EE. UU.), se utilizó para el AFC mediante el método de máxima verosimilitud. Además, se recurrió a la prueba U de Mann-Whitney para muestras independientes, para efectuar comparaciones entre primigestas y multigestas.
ResultadosLa tabla 1 contiene los datos descriptivos y de consistencia interna de las variables, cuyos alfa de Cronbach están por encima del nivel aceptable (α=>.60) para investigaciones exploratorias (Hair, Black, Babin y Anderson, 2014). La prueba de Kolmogorov-Smirnov mostró valores significativos menores de .05 en las variables de apoyo social (p=.001) y síntomas de ansiedad (p=.001), mientras que para estrés no lo fue (p=.200).
Consistencia interna y datos descriptivos de las escalas
| Escala | Alfa de Cronbach | Media | Mediana | DT |
|---|---|---|---|---|
| AFA-R | .927 | 59.45 | 64.00 | 11.23 |
| Subescala apoyo social de pareja | .925 | 29.88 | 32.50 | 6.38 |
| Subescala apoyo social familiar | .903 | 29.57 | 32.00 | 6.34 |
| PSS | .655 | 20.61 | 21.61 | 6.63 |
| BAI | .891 | 7.57 | 5.00 | 7.67 |
AFA-R: Escala de Apoyo Social Familiar y de Amigos Revisada; BAI: Inventario de Ansiedad de Beck; DT: desviación típica; PSS: escala de estrés percibido.
Fuente: elaboración propia.
Las evidencias de validez de criterio se muestran en las correlaciones significativas y negativas para el caso de apoyo social y estrés (rs=–.391, p=.001), así como para apoyo social y síntomas de ansiedad (rs=–.401, p=.001). Además, se identifican asociaciones significativas y negativas entre apoyo social de pareja y estrés (rs=–.409, p=.001), apoyo social de pareja y ansiedad (rs=–.344, p=.001), así como entre apoyo social familiar y estrés (rs=–.397, p=.001) y entre apoyo social familiar y ansiedad (rs=–.185, p=.001).
En la tabla 2 se concentran las desviaciones típicas del AFA-R, que son cercanas a 1 para los reactivos 4, 5, y 6, mientras que para el resto son mayores a dicho valor, lo que indica variabilidad adecuada en las puntuaciones (Carretero-Dios y Pérez, 2005). La correlación total de elementos corregida es superior a .20, con lo que se considera que las preguntas están suficientemente relacionadas entre sí (Nunnally, 2009) y no se requiere de la eliminación de algún ítem.
Descriptivos de los ítems, correlación total de elementos corregida y consistencia interna al suprimir elemento
| Ítem | Media | DT | Correlación total de elementos corregida | α si se suprime elemento |
|---|---|---|---|---|
| AFA1 | 4.40 | 1.015 | .646 | .923 |
| AFA2 | 4.42 | 1.007 | .685 | .922 |
| AFA3 | 4.36 | 1.000 | .613 | .924 |
| AFA4 | 4.41 | .986 | .705 | .921 |
| AFA5 | 4.43 | .913 | .593 | .924 |
| AFA6 | 4.49 | .927 | .635 | .923 |
| AFA7 | 4.22 | 1.168 | .663 | .922 |
| AFA8 | 4.41 | 1.055 | .694 | .921 |
| AFA9 | 3.79 | 1.431 | .620 | .925 |
| AFA10 | 3.76 | 1.327 | .625 | .924 |
| AFA11 | 3.98 | 1.295 | .732 | .920 |
| AFA12 | 4.01 | 1.267 | .695 | .921 |
| AFA13 | 4.36 | 1.106 | .721 | .920 |
| AFA14 | 4.41 | 1.026 | .756 | .919 |
DT: desviación típica.
Fuente: elaboración propia.
El coeficiente Kaiser-Mayer-Olkin (KMO=.859) y la prueba de esfericidad de Bartlett (p=.001) fueron adecuados para efectuar el AFE. El método de componentes principales y rotación Oblimin sugirió 2factores que explican el 68.07% de la varianza, con cargas factoriales que saturan por encima de .40. El primer factor corresponde a la dimensión de apoyo de pareja con 7 ítems (2, 4, 6, 8, 10, 11 y 14) explicando el 52.54% de la varianza. El segundo concierne a la dimensión de apoyo familiar con 7 ítems (1, 3, 5, 7, 9, 12 y 13), que explica el 15.52% de la varianza (tabla 3).
Estructura factorial del AFA-R
| Reactivo | Factor 1 | Factor 2 | |
|---|---|---|---|
| AFA1 | Cuentas con alguien de tu familia para poder platicar cuando lo necesitas | .802 | |
| AFA2 | Cuentas con tu pareja para platicar cuando lo necesitas | .935 | |
| AFA3 | Cuentas con alguien de tu familia que te ayude a resolver algún problema personal | .784 | |
| AFA4 | Cuentas con tu pareja para que te ayude a resolver algún problema personal | .927 | |
| AFA5 | Tus padres te demuestran cariño o afecto | .797 | |
| AFA6 | Cuentas con tu pareja para que te demuestre afecto | .862 | |
| AFA7 | Confías en tu familia para hablar de las cosas que te preocupan | .820 | |
| AFA8 | Confías en tu pareja para hablar de las cosas que te preocupan | .708 | |
| AFA9 | Alguien de tu familia te apoya cuando tienes problemas en la escuela, trabajo u otras actividades (domésticas) | .847 | |
| AFA10 | Tu pareja te ayuda en las tareas de la escuela, el trabajo u otras actividades (domésticas) | .743 | |
| AFA11 | Tu pareja te apoya cuando tienes problemas en la escuela, trabajo u otras actividades (domésticas) | .749 | |
| AFA12 | En mi familia se habla de los problemas de todos y nos apoyamos todos (papás, hijos y hermanos) | .669 | |
| AFA13 | Estás satisfecha con el apoyo que recibes de tu familia | .821 | |
| AFA14 | Estás satisfecha con el apoyo que recibes de tu pareja | .880 | |
Fuente: elaboración propia.
El AFC se realizó con base en el AFE y con otra parte de la muestra, tal como se explicó en el procedimiento. La tabla 4 contiene las cargas factoriales de los ítems que son mayores a .50, exhibiendo el grado de relación entre las variables y el constructo medido tanto en el modelo inicial y final que se detallará posteriormente (Hair et al., 2014).
Cargas factoriales de los ítems, varianza media extraída y fiabilidad compuesta
| Cargas factoriales sin índices modificados | Cargas factoriales con índices modificados | |||
|---|---|---|---|---|
| Factor 1 | Factor 2a | Factor 1 | Factor 2 | |
| AFA2 | .823 | .760 | ||
| AFA4 | .840 | .741 | ||
| AFA6 | .700 | .660 | ||
| AFA8 | .673 | .701 | ||
| AFA10 | .650 | .645 | ||
| AFA11 | .688 | .702 | ||
| AFA14 | .793 | .833 | ||
| AFA1 | .778 | .782 | ||
| AFA3 | .804 | .804 | ||
| AFA5 | .703 | .699 | ||
| AFA7 | .788 | .800 | ||
| AFA12 | .792 | .787 | ||
| AFA13 | .822 | .836 | ||
| AVE | .544 | .610 | .518 | .615 |
| CR | .903 | .890 | .895 | .891 |
AFA: ítem; AVE: varianza media extraída; CR: confiabilidad compuesta.
En el análisis con 14 ítems, las saturaciones en el factor de apoyo familiar fueron mayores, sin embargo, la matriz de residuos estandarizados dio pie a la eliminación del ítem 9 al presentarse 3valores estandarizados por encima de 2 (en su valor absoluto). No obstante, se aceptó un residuo del par 10-11 (> 2.5) al no identificarse un patrón consistente y no afectar a la parsimonia del modelo. Aunado a ello, la varianza media extraída por variable latente estimó una adecuada validez convergente (> .5), con una confiabilidad compuesta superior a .7, que significa una buena consistencia interna (Hair et al., 2014).
Se reestructuró el modelo inicial tomando en cuenta los índices de modificación para liberar las trayectorias entre covarianzas de errores (fig. 1) y mejorar la bondad de ajuste (tabla 5). El modelo final presentó una χ2=126.253 con 59 grados de libertad (p<.05), que puede atribuirse al tamaño muestral, la falta de distribución normal o al número pequeño de variables, recomendándose la examinación de otros indicadores (Hair et al., 2014).
Índices de bondad de ajuste obtenidos en el AFC
| Índices | χ2 | gl | P | CMIN/df | RMR | GFI | AGFI | RMSEA | TLI | CFI | NFI |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Modelo inicial | 274.293 | 64 | .001 | 4.286 | .069 | .822 | .747 | .134 | .828 | .859 | .825 |
| Modificación 1 | 236.468 | 63 | .001 | 3.753 | .064 | .847 | .779 | .123 | .856 | .884 | .850 |
| Modificación 2 | 206.699 | 62 | .001 | 3.334 | .061 | .859 | .793 | .113 | .878 | .903 | .868 |
| Modificación 3 | 173.504 | 61 | .001 | 2.844 | .055 | .880 | .821 | .100 | .904 | .925 | .890 |
| Modificación 4 | 149.135 | 60 | .001 | 2.486 | .056 | .894 | .840 | .090 | .922 | .940 | .905 |
| Modificación 5 | 126.253 | 59 | .001 | 2.140 | .054 | .903 | .851 | .079 | .940 | .955 | .920 |
AGFI: estadístico de bondad de ajuste corregido; CFI: índice de ajuste comparativo. CMIN/df: ji al cuadrado dividida entre los grados de libertad; GFI: estadístico de bondad de ajuste; gl: grados de libertad; NFI: índice normado de ajuste; RMR: error cuadrático medio; RMSEA: error cuadrático de aproximación; TLI: índice no normalizado de ajuste; χ2: ji al cuadrado.
Fuente: Elaboración propia.
Así, se presentaron adecuados parámetros según Browne y Cudeck (1992) y Hair et al. (2014) para la χ2 dividida entre los grados de libertad menor de 3 (CMIN/df=2.140), estadístico de bondad de ajuste (GFI=.903) mayor de .90, el estadístico de bondad de ajuste corregido (AGFI=.851) se acerca a dicho punto de corte y se presenta con un valor más bajo que GFI. Además, la raíz del error cuadrático de los residuos (RMR=.054) es menor de .08 y el error cuadrático de aproximación (RMSEA=.07) se considera razonable al tener un valor por debajo de .08. Parámetros del ajuste incremental como el índice normado de ajuste (NFI=.920) y el índice no normalizado de ajuste (TLI=.940) se acercan a 1, mientras que el índice de ajuste comparativo (CFI=.955) es mayor de .90.
Por otra parte, al comparar primigestas y multigestas mediante la prueba U de Mann-Whitney, no se muestran diferencias significativas en las variables de estudio (tabla 6).
Diferencias por número de embarazo en las variables de estudio
| Variables | Primigestas | Multigestas | U de Mann Whitney | ||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Media | DT | Media | DT | Z | p | d | |
| Apoyo social | 60.33 | 9.77 | 60.22 | 11.54 | -.610 | .54 | .01 |
| Apoyo pareja | 30.46 | 5.27 | 30.88 | 6.14 | -1.77 | .07 | -.07 |
| Apoyo familiar | 30.47 | 5.26 | 30.88 | 6.17 | -.436 | .66 | -.07 |
| Estrés | 17.81 | 6.74 | 17.81 | 6.90 | -.521 | .60 | .00 |
| Ansiedad | 8.39 | 6 | 7.41 | 5 | -1.96 | .04 | .17 |
Nota: DT: desviación típica, p: significación asintótica bilateral, d: tamaño del efecto. Fuente: Elaboración propia.
El primer objetivo del estudio fue adaptar la escala AFA-R en una muestra de mujeres mexicanas embarazadas, confirmándose la estructura bifactorial mediante evidencias de validez, consistencia interna y confiabilidad. Estos hallazgos son congruentes con la teoría que indica que la familia extensa y la pareja son fuentes independientes de apoyo social (Zimet et al., 1988), siendo útil distinguir la percepción del apoyo entre distintas fuentes ante acontecimientos estresantes y significativos (Schaefer, Coyne y Lazarus, 1981).
El segundo objetivo fue probar la validez de criterio. Como era de esperar, se presentaron asociaciones inversas y significativas entre las variables de estudio. Esto concuerda con hallazgos en mujeres embarazadas, al exponer que el apoyo social es un factor protector de la salud mental, al propiciar bajos niveles de estrés y ansiedad en mujeres alemanas (Goletzke et al., 2017) y españolas (Peñacoba-Puente, Carmona-Monge, Marín-Morales y Naber, 2012).
En cuanto a las correlaciones de las subescalas de apoyo social de pareja y apoyo familiar con estrés y ansiedad, se observaron asociaciones negativas y significativas, presentándose una mayor fuerza de correlación entre el apoyo de pareja con el estrés percibido, al igual que con ansiedad. Considerando esto, hallazgos basados en la teoría transaccional del estrés, manifiestan que mujeres mexicanas experimentan bajo estrés y poca sintomatología emocional, cuando la relación de pareja se percibe sin complicaciones por el estado civil y el tiempo viviendo juntos (Quezada y González, 2012). Por otra parte, en mujeres tailandesas, la percepción de apoyo social familiar (sin indicarse miembros) repercute en menor sintomatología ansiosa cuando enfrentan diversos estresores como los laborales (Sanguanklin et al., 2014).
En cuanto al tercer objetivo, no se encontraron diferencias significativas entre los grupos de paridad con relación a las variables de estudio. Cabe mencionar que la muestra fue mayoritariamente sana y sin complicaciones obstétricas, haciendo a las mujeres menos propensas a informar estrés percibido y síntomas psicológicos (Peñacoba-Puente et al., 2012). Ello permite hipotetizar que, en este estudio, el apoyo social es evaluado por las mujeres como satisfactorio al percibir que se dispone de este la mayor parte del tiempo y que la ansiedad es baja, al no evaluarse amenazas por esos antecedentes. Lo anterior apoya la teoría transaccional debido a que establece que las emociones son congruentes con lo que está sucediendo, al surgir de evaluaciones, ya sea de daño, amenaza o desafío, y que dependen de la complejidad ambiental o las metas que estén en juego (Folkman y Moskowitz, 2000).
ConclusionesSe concluye que esta versión de la escala AFA-R posee adecuadas propiedades psicométricas evaluadas en mujeres embarazadas mexicanas, por lo que los hallazgos deben tomarse como complemento del trabajo de González y Landero (2014). Además, se considera que este instrumento es congruente con la teoría transaccional del estrés y que puede utilizarse en estudios que posean este marco conceptual.
Como limitaciones, se encuentra que por el tipo de estudio no es posible determinar causalidades, sino informar asociaciones entre variables. Además, solamente se utilizaron medidas de autoinforme, se contó con una muestra no representativa y los datos de las mujeres embarazadas no abarcan más sectores sociodemográficos, por lo que se propone utilizar la AFA-R en otras muestras, ello al concentrarse en personas socialmente vulnerables y que cuentan primordialmente con educación básica.
Sin embargo, los resultados presentados pueden tener importantes implicaciones prácticas. En primer lugar, puesto que el apoyo social de pareja explica el 52.54% de la varianza, se deduce una distinción clara entre el soporte procedente de la pareja del proporcionado por el resto de la familia (padres, hermanos, etc.). Ello permite identificar información de las 2fuentes de apoyo sin que se traslape en una única dimensión familiar, sobre todo en muestras con estado civil casado o unión libre, lo cual puede ser útil para futuras investigaciones y usos dentro del contexto psicosocial o de la salud mental.
Segundo, a pesar de que el apoyo social de pareja resulta más significativo para las mujeres embarazadas, se considera pertinente no descuidar el apoyo familiar dentro de tratamientos psicosociales. Aunque se deben atender las necesidades de esta población, se propone que las estrategias de intervención se focalicen en las evaluaciones que se hacen del apoyo social; igualmente, en aspectos comportamentales relacionados con el contenido del apoyo (emocional e instrumental) donde se contemple la participación de las parejas o familiares. El fin será brindar recursos externos que promuevan la salud psicológica perinatal, así como la disminución de sintomatología emocional desadaptativa durante el embarazo.
FinanciaciónNinguna.
Conflicto de interesesNinguno.
Las autoras agradecen a la Secretaría de Salud del Estado de Coahuila, México, por las facilidades concedidas para llevar a cabo el estudio.