La asertividad sexual constituye una dimensión fundamental de la sexualidad humana por su relación con distintos indicadores de la salud sexual. Es la capacidad de las personas para iniciar la actividad sexual, rechazar la actividad sexual no deseada y emplear métodos anticonceptivos y así desarrollar comportamientos saludables. Esta se mide a través de la Sexual Assertiveness Scale (SAS). Hasta la fecha, la SAS no se ha validado en población mexicana, por lo que se considera importante examinar sus propiedades psicométricas en esta población. Por lo tanto, este estudio tuvo como objetivo validar la SAS en una muestra de 202 mujeres mexicanas. Mediante un análisis factorial confirmatorio, se confirmó la estructura trifactorial del SAS: inicio, rechazo y embarazo-enfermedades de transmisión sexual (CFI=.953; TLI=.927). Asimismo, se obtuvo una confiabilidad adecuada en las tres subescalas y, de forma global (ω=.85), sus puntuaciones correlacionaron significativamente en la dirección esperada con autoestima sexual y depresión rasgo. Se concluye que la SAS presenta buenas propiedades psicométricas en población femenina mexicana.
Given its relationship to various indicators of sexual health, sexual assertiveness is a fundamental dimension of human sexuality. This is defined as the ability that people have to initiate sexual activity, refuse unwanted sexual activity, and use contraceptive methods, thereby developing healthy behaviours — which can be measured using the Sexual Assertiveness Scale (SAS). To date, the SAS has not been validated in the Mexican population, albeit it is considered important to examine the psychometric properties of the latter. Therefore, to the aim of this study was to validate the SAS in a sample of 202 Mexican women. Confirmatory factor analysis confirmed the three-factor structure of the SAS: initiation, rejection, and pregnancy-sexually transmitted diseases (CFI=.953; TLI=.927). Similarly, adequate reliability was obtained in the three subscales and overall (ω=.85). Their scores significantly correlated in the expected direction with sexual self-esteem and the trait depression. It is concluded that the SAS has psychometric properties which are acceptable in Mexican women.
El estudio de la asertividad sexual (AS) ha puesto de manifiesto la importancia de esta en el área de la sexualidad humana, y constituye un componente clave de la salud sexual (Santos-Iglesias y Sierra, 2010). La AS es una habilidad social que permite comunicar preferencias, necesidades u opiniones sexuales a otra persona (Erchull y Liss, 2014; Koolaee, Asadi, Mansoor, Mosalanejad y FathAbadi, 2014; Loshek y Terrell, 2015; Santos-Iglesias, Vallejo-Medina y Sierra, 2014). Morokoff et al. (1997) la definen como la capacidad de las personas para iniciar la actividad sexual, rechazar la actividad sexual no deseada y negociar el empleo de métodos anticonceptivos de barrera (condón), para desarrollar de este modo comportamientos sexuales saludables.
Las personas asertivas sexualmente tienen un mejor funcionamiento sexual (Leclerc et al., 2015; Santos-Iglesias y Sierra, 2010; Vallejo-Medina y Sierra, 2015), son menos propensas a experimentar violencia física y/o no física por parte de sus parejas (Santos-Iglesias, Sierra y Vallejo-Medina, 2013; Stoner et al., 2008; Testa, VanZile-Tamsen y Livingston, 2007; Zerubavel y Messman-More, 2013), así como un mejor y consistente uso del condón (Fletcher et al., 2015; Jenkins y Kennedy, 2013; Santos-Iglesias y Sierra, 2010; Treffke, Tiggemann y Ross, 1992; Wingood y DiClemente, 1998).
La AS repercute más en mujeres que en hombres, debido a que estas son menos capaces de expresar a su pareja lo que desean hacer y cómo desean cuidarse en sus relaciones sexuales, por lo que son más propensas a adquirir infecciones de transmisión sexual o sufrir problemas sexuales (Sierra, Santos, Gutiérrez-Quintanilla, Gómez y Maeso, 2008). Se identificó una gran variedad de factores determinantes para la AS en las mujeres, como la edad (Caruthers, 2005; Nan-Hee, Joon-Sig y Hyea-Suk, 2016; Rickert, Neal, Wiemann y Berenson, 2006; Rickert, Sanghvi y Wiemann, 2002), el estado civil (Parks, Hsieh, Collins, King y Levonyan-Radloff, 2009; Rickert et al., 2006), las parejas sexuales (Auslander, Perfect, Succop y Rosenthal, 2007; Jenkins, 2008; Rickert et al., 2002), la religión (Caruthers, 2005; Schooler y Ward, 2006; Nan-Hee et al., 2016), la ansiedad (Granados, Vallejo-Medina y Sierra, 2011; Péloquin, Bigras, Brassard y Godbout, 2014; Schry y White, 2013) y la victimización (Macy, Nurius y Norris, 2006; Santos-Iglesias y Sierra, 2012; Stoner et al., 2008; Testa et al., 2007; Ullman y Vasquez, 2015; Zerubavel y Messman-More, 2013).
La depresión ejerce un efecto negativo sobre la capacidad de las mujeres para tomar decisiones en sus relaciones sexuales, dejándolas en riesgo ante infecciones de transmisión sexual o embarazos no deseados (Granados et al., 2011; Rickert et al., 2006; Zubeidat y Sierra, 2003), y sobre la autoestima sexual. Se encontró que se ha comportado como un predictor de la AS en la población femenina de Estados Unidos de América (Brassard, Dupuy, Bergeron y Shaver, 2015; Jacobs y Thomlison, 2009; Manago, Ward, Lemm, Reed y Seabrook, 2015; Schooler y Ward, 2006; Yamamiya, Cash y Thompson, 2006) e Irán (Koolaee, Rastak, Nemati y Rahmatizadeh, 2014).
Una de las escalas más empleadas para evaluar la AS es la Sexual Assertiveness Scale (SAS) de Morokoff et al. (1997), un autoinforme que evalúa los tres componentes de la AS (inicio, rechazo y prevención de embarazos y enfermedades de transmisión sexual). Originalmente constaba de 121 ítems, y tras diversos análisis de validez se obtuvieron 18 ítems que representan los tres componentes que definen el constructo de AS. La SAS se compone de tres subescalas. Inicio (ítems 1, 2, 3, 4, 5, 6) evalúa la frecuencia con la que una persona inicia una relación sexual de forma deseada. Rechazo (ítems 7, 8, 9, 10, 11, 12) evalúa la frecuencia en que una persona es capaz de evitar una relación sexual o cualquier práctica sexual no deseada. Embarazo-enfermedades de transmisión sexual (E-ETS; ítems 13, 14, 15, 16, 17, 18) evalúa la frecuencia con la que una persona insiste en el uso de métodos anticonceptivos (condón).
En su versión original de la SAS Morokoff et al. (1997) reportaron buena fiabilidad (Inicio α=.77; Rechazo α=.74; E-ETS α=.82 y escala global α=.82) y validez interna (RMSR=.04) y externa (r=.65, p<.001). La adaptación española de la SAS, llevada a cabo por Sierra, Vallejo-Medina y Santos-Iglesias (2011), mostró también buenas propiedades psicométricas. Un análisis factorial exploratorio aisló las tres dimensiones del modelo original de Morokoff et al. (1997), y la estructura fue confirmada posteriormente mediante análisis factorial confirmatorio. Su fiabilidad osciló entre un alfa de Cronbach de .76 y .85.
En un estudio posterior se examinó la equivalencia de la escala por sexo en una amplia muestra de mujeres y hombres españoles, concluyendo que la estructura factorial es invariante entre los sexos, es decir, no existe sesgo en la aplicación a hombres o mujeres (Sierra, Santos-Iglesias y Vallejo Medina, 2012). Asimismo, la SAS fue adaptada y validada en varones españoles drogodependientes y también se obtuvo una adecuada fiabilidad y validez. Sin embargo, con los resultados obtenidos los autores recomendaron la eliminación del ítem 1 cuando se quiera comparar puntuaciones de varones consumidores con no consumidores (Vallejo-Medina y Sierra, 2014).
Por tanto, la SAS se ha mostrado estable en dos países con culturas diferentes; sin embargo, su empleo en otros contextos culturales requiere de una adaptación psicométrica previa. Hasta la fecha, la SAS no se ha validado en mujeres mexicanas, por lo que se considera importante examinar sus propiedades psicométricas en esta población.
Así, el presente estudio instrumental (Carretero-Dios y Pérez, 2005) tuvo como objetivo examinar las propiedades psicométricas de la SAS en una muestra de mujeres mexicanas, para lo cual se efectuó un análisis factorial confirmatorio que aportará datos de la validez de sus medidas. Respecto a la validez concurrente se plantearon las siguientes hipótesis: A mayor autoestima sexual mayor AS de inicio, rechazo y E-ETS (Jacobs y Thomlison, 2009; Schooler y Ward, 2006) y a menor depresión mayor AS de inicio, rechazo y E-ETS (Granados et al., 2011; Rickert et al., 2006; Zubeidat y Sierra, 2003).
MétodoParticipantesSe realizó un muestreo por conveniencia. La muestra estaba compuesta por 202 mujeres asistentes a un Centro de Salud del área metropolitana de Monterrey, México, donde acuden regularmente a consultas médicas. Los criterios de inclusión fueron tener una edad entre 18 y 40años (M=28; desviación típica [DT]=6.19), tener una relación de pareja y actividad sexual dentro de esa relación. En la tabla 1 se pueden observar las características sociodemográficas de las participantes.
Características sociodemográficas de las participantes
| Variable | M | DE |
|---|---|---|
| Edad | 27.99 | 6.195 |
| Parejas sexuales | 2.56 | 2.31 |
| Variable | f | % |
| Estado civil | ||
| Soltera | 40 | 19.8 |
| Casada | 77 | 38.1 |
| Unión libre | 77 | 38.1 |
| Divorciada | 7 | 3.5 |
| Viuda | 1 | 3.5 |
| Nivel de estudios | ||
| Primaria | 21 | 10.4 |
| Secundaria | 69 | 34.2 |
| Preparatoria | 35 | 17.3 |
| Carrera técnica | 41 | 20.3 |
| Licenciatura | 33 | 16.3 |
| Posgrado | 3 | 1.5 |
DE: desviación estándar; f: frecuencia; M: media; n=202.
El estudio se ajustó a lo dispuesto en la Ley General de Salud en materia de investigación, y fue aprobado por los Comités de Ética e Investigación de la Facultad de Enfermería de la Universidad Autónoma de Nuevo León, número de registro 19CEI02420141127 y 13CI19039006, respectivamente.
InstrumentosSe utilizó una cédula de datos sociodemográficos que recogía información acerca del sexo, edad, números de parejas sexuales, nacionalidad, estado civil y nivel de estudios.
La Sexual Assertiveness Scale (SAS; Morokoff et al., 1997), validada en español por Sierra et al. (2011) y conformada por 18 ítems, es una escala con cinco opciones de respuesta tipo Likert que oscilan desde 0 (nada) hasta 4 (siempre), formada por tres subescalas: Inicio, Rechazo y Embarazo-enfermedades de transmisión sexual. La mitad de los ítems cuentan con respuestas de forma inversa (3, 4, 6, 8, 10, 11, 13, 14, 16). La puntuación de la escala global oscila entre 0 y 72, y las puntuaciones de cada subescala, entre 0 y 24; a mayor puntaje, mayor AS.
Para evaluar la validez concurrente, se utilizó la Escala de Sexualidad (SS; Snell y Papini, 1989, abreviada de Wiederman y Allgeier, 1993, y validada en español por Soler et al., 2016) y el Inventario de Depresión Estado/Rasgo (IDER; Spielberger, Buela-Casal y Agudelo, 2008). Los instrumentos anteriores se eligieron debido a que diversos estudios han demostrado resultados consistentes con base en el tipo de correlación con la AS, por lo cual se consideró comprobar y establecer hipótesis bajo la cultura mexicana (a mayor autoestima sexual mayor AS de inicio, rechazo y E-ETS, y a menor depresión mayor AS de inicio, rechazo y E-ETS).
La SS está compuesta por 15 ítems, y en este estudio solo se tomó la subescala de autoestima sexual (5 ítems). Se contesta mediante un formato de respuesta tipo Likert de 1 (en total desacuerdo) a 5 (totalmente de acuerdo). Puntuaciones altas indican mayor autoestima sexual. Soler et al. (2016) reportan una fiabilidad de .87. En el presente estudio el coeficiente alfa de Cronbach obtenido fue de .83.
El IDER cuenta con 20 ítems, tiene como objetivo identificar el grado de afectación (estado) y la frecuencia de ocurrencia (rasgo) del componente afectivo de la depresión, de la cual únicamente se evaluó la depresión rasgo. Los ítems se contestan mediante un formato de respuestas tipo Likert que oscilan entre 1 (casi nunca) y 4 (siempre). La fiabilidad de la escala ha oscilado entre .71 y .86 en diferentes muestras españolas y colombianas, además de tener buena validez divergente y convergente (Agudelo, Gómez y López, 2014). En el presente estudio el alfa de Cronbach obtenido fue de .84.
ProcedimientoEn primer lugar se procedió a verificar la versión en español de la SAS (Sierra et al., 2011), que fue evaluada por tres expertos en sexualidad, quienes juzgaron la adecuación y la comprensión de los ítems y dieron el veredicto de no hacer ninguna redacción alternativa. Posteriormente se hizo una prueba piloto con 30 participantes mujeres, quienes juzgaron nuevamente la comprensión de los ítems, señalando aquellos que no entendían. Dado que las dudas fueron no significativas, se decidió dejar la versión en español propuesta por Sierra et al. (2011).
Se solicitó la autorización del director del Centro de Salud. Se invitó a participar a las mujeres antes de la consulta, explicándoles el objetivo del estudio; si aceptaban, se pasaban a un consultorio de manera individual, en donde se revisaban criterios de inclusión; si los cumplían, se les explicaba y entregaba el consentimiento informado y se les mencionaba que el estudio era completamente voluntario y confidencial, y posteriormente se les entregaban los tres instrumentos. El tiempo de llenado de los instrumentos osciló entre 15 y 20min, y finalmente se les agradeció por su tiempo y colaboración.
Análisis estadísticosMediante el software estadístico AMOS versión 16 se realizó el análisis factorial confirmatorio (AFC) para el análisis de la estructura factorial del instrumento con el objetivo de comparar dos modelos propuestos; el primero un modelo unifactorial con el motivo de contemplar la AS de manera global, y el segundo fue un modelo que representa los tres factores relacionados (trifactorial) tal y como lo propone Morokoff et al. (1997) a fin de valorar cómo se ajusta mejor en la población de mujeres mexicanas.
Se utilizó el método de estimación de mínimos cuadrados no ponderados (ULS) (Ximénez y García, 2005) debido a que la distribución muestral no fue normal (Da=2.30, p=.001). Se tomaron en cuenta los principales índices de bondad de ajuste para evaluar el ajuste de los modelos (Brown, 2006), los cuales fueron el ratio chi-cuadrado entre los grados de libertad (χ2/gl), el Goodness of Fit Index (GFI), el Adjusted Goodness of Fit (AGFI; Bentler y Bonett, 1980), la Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA), el Comparative Fit Index (CFI) y el Tucker Lewis Index (TLI; Byrne, 2008).
Para el ratio (χ2/gl) se consideraron valores de buen ajuste entre 1 y 3; para el GFI, valores por encima de .90, y para el AGFI, valores por encima de .85. Para el RMSEA, se considerarán valores inferiores a .05 como buen ajuste, valores entre .05 y .08 de ajuste aceptable y valores por encima de .10 de ajuste deficiente (Browne y Cudeck, 1993).
Los valores adecuados para el caso del CFI y TLI se consideran los superiores a .90 (Byrne, 2008). La evaluación de la fiabilidad fue mediante el omega, un indicador menos sesgado para escalas de respuesta categórica (Elosua y Zumbo, 2008) calculado mediante el software Factor, el cual determinó la consistencia interna de las escalas y subescalas.
La validez concurrente de la SAS se evaluó a través de correlaciones de Spearman (rs) entre las subescalas de la SAS y la SS (Da=2.96, p=.001) e IDER (Da=4.64, p=.001), con el fin de obtener indicadores de validez externos. Para conocer las características sociodemográficas de las participantes se utilizaron frecuencias y porcentajes para las variables categóricas y medidas de tendencia central y dispersión para las variables numéricas. Para llevar a cabo estos análisis se utilizó el software estadístico SPSS versión 21.
ResultadosEn la tabla 2 se muestra que todas las opciones de respuesta son elegidas en todos los ítems; las desviaciones típicas oscilan entre .94 y 1.67, por lo que se puede suponer una adecuada variabilidad de puntuaciones. Todas las correlaciones ítem-total corregidas superaron el valor .30, excepto el ítem 16 (ritc=.25); sin embargo, se observa que su eliminación no mejoraría el alfa global de la escala (.78).
Propiedades psicométricas de la escala SAS
| Ítems | M | DE | ritc | α-i |
|---|---|---|---|---|
| SAS 1 | 2.45 | 1.26 | .369 | .776 |
| SAS 2 | 1.57 | 1.40 | .520 | .765 |
| SAS 3 | 1.12 | 1.16 | .401 | .774 |
| SAS 4 | 1.59 | 1.21 | .421 | .773 |
| SAS 5 | 1.04 | 1.20 | .415 | .773 |
| SAS 6 | 1.88 | 1.19 | .327 | .779 |
| SAS 7 | 2.34 | .97 | .437 | .774 |
| SAS 8 | 2.13 | 1.04 | .404 | .775 |
| SAS 9 | 1.39 | 1.45 | .483 | .767 |
| SAS 10 | 1.45 | .99 | .334 | .779 |
| SAS 11 | 1.49 | 1.67 | .416 | .773 |
| SAS 12 | 2.47 | 1.52 | .435 | .771 |
| SAS 13 | 2.55 | .94 | .315 | .780 |
| SAS 14 | 3.01 | 1.12 | .384 | .776 |
| SAS 15 | 3.17 | 1.47 | .300 | .790 |
| SAS 16 | 1.10 | 1.20 | .256 | .784 |
| SAS 17 | 2.51 | 1.38 | .327 | .787 |
| SAS 18 | 1.87 | 1.42 | .314 | .781 |
| Total | 43.25 | 11.21 | − | .786 |
α-i: alfa de Cronbach si el ítem es eliminado; DE: desviación estándar; M: media; ritc: correlación ítem-total corregida.
Para evaluar la validez de constructo se contrastaron dos modelos distintos: un modelo unifactorial (modelo1), el cual contempla la AS de manera global, y un modelo trifactorial (modelo2), en donde se pone a prueba el modelo propuesto por Morokoff et al. (1997). Los índices de ajuste de los modelos analizados se pueden observar en la tabla 3. El modelo que mejor ajuste mostró fue el modelo2, con tres factores relacionados, el cual cumplió con todos los índices de bondad de ajuste requeridos (GFI=.921; AGFI=.864; RMSEA=.058; CFI=.953; TLI=.927).
Índices de ajuste de los modelos propuestos
| Modelos | χ2 | gl | p | χ2/gl | GFI | AGFI | RMSEA | CFI | TLI |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Modelo 1 | 218.629 | 116 | .000 | 1.885 | .879 | .822 | .066 | .727 | .640 |
| Modelo 2 | 165.289 | 99 | .000 | 1.670 | .921 | .864 | .058 | .953 | .927 |
AGFI: Adjusted Goodness of Fit; CFI: Comparative Fit Index; GFI: Goodness of Fit Index; gl: grados de libertad; χ2/gl: ratio ji-cuadrado entre los grados de libertad; modelo 1: unifactorial; modelo 2: trifactorial; RMSEA: root mean square error of approximation; TLI: Tucker Lewis Index.
En la figura 1 se puede visualizar el path diagram del modelo, en el que se muestran los pesos estandarizados obtenidos; además se observa que se ha covariado el error del ítem 13 con el del ítem 16, como sugirieron los índices de modificación, ya que ambos ítems cuentan con una redacción muy similar (Long, 1983; ítem 13: «Si a mi pareja no le gusta usarlos, tengo relaciones sexuales sin condón, incluso aunque yo prefiera usarlos»; ítem 16: «Si mi pareja así lo desea, tengo relaciones sexuales sin condón»).
Fiabilidad
Los resultados de fiabilidad por consistencia interna de la SAS fueron aceptables, tal que permiten fundamentar la precisión en la medición de los constructos. Los omegas obtenidos de cada una de las tres subescalas de la SAS fueron: Inicio (ω=.83), Rechazo (ω=.78), E-ETS (ω=.79) y global (ω=.85).
Validez concurrentePor medio de correlaciones de Spearman se comprobó la validez concurrente entre la SAS y otros dos autoinformes (SS e IDER). La SAS correlaciona de manera positiva con la SS (r=.141; p<.05) con un tamaño de correlación pequeño; por el contrario, el IDER obtuvo una correlación negativa de tamaño mediano con la SAS (r=−.320; p<.01) (tabla 4).
DiscusiónEste estudio tuvo como objetivo principal someter la SAS a un análisis factorial confirmatorio en una muestra de mujeres mexicanas, con el propósito de validar el instrumento dentro de la cultura mexicana. Obtener instrumentos válidos y fiables en poblaciones de distintas culturas es de suma importancia para evaluar de forma adecuada constructos, como la AS, que en algún momento servirán para la puesta en marcha de intervenciones basadas en la evidencia y así mejorar la salud sexual de la población en general.
En cuanto a la estructura factorial se obtuvieron indicadores adecuados, similares a los descritos en otros estudios previos (Morokoff et al., 1997; Sierra et al., 2011). La estructura del constructo descrita originalmente por Morokoff et al. (1997) —es decir, un modelo de tres factores relacionados entre sí (Inicio, Rechazo y E-ETS)— fue confirmada mediante un análisis factorial confirmatorio. Tal como los índices de modificación sugirieron, se covarió el error del ítem 13 con el del ítem 16, lo podría deberse a que posiblemente la redacción de los dos ítems es muy semejante, por lo que las mujeres contestaron de forma similar ambos ítems. La fiabilidad de la escala y subescalas arrojaron resultados adecuados, similares a los reportados en diversos estudios realizados en España (Granados et al., 2011; Sierra et al., 2011) y en Estados Unidos de América (Auslander et al., 2007; Jacobs y Thomlison, 2009; Livingston, Testa y VanZile-Tamsen, 2007; Noar, Morokoff y Harlow, 2002; Noar, Morokoff y Redding, 2002; Quina, Harlow, Morokoff, Burkholder y Deiter, 2000; Schooler y Ward, 2006; Stoner et al., 2008; Testa et al., 2007).
Con el análisis de la validez concurrente se confirmaron los resultados esperados. La autoestima sexual correlacionó de forma positiva con las tres subescalas de la SAS (Inicio, Rechazo y E-ETS), lo que indicaría que las mujeres con actitudes positivas en sus relaciones sexuales y conformes con su vida sexual son más capaces de tomar decisiones en sus relaciones sexuales (Brassard et al., 2015; Cava, Arango y Musitu 2001). Por otro lado, la depresión correlacionó negativamente con las subescalas de la SAS (Inicio, Rechazo y E-ETS). Se ha reportado que la depresión ejerce un efecto negativo sobre la capacidad de las mujeres para tomar decisiones en sus relaciones sexuales, lo que disminuye su capacidad para emplear el uso del condón en sus encuentros sexuales (Granados et al., 2011; Zubeidat y Sierra, 2003), exponiéndola a contraer cualquier infección de transmisión sexual o embarazo no deseado.
En definitiva, se puede concluir que la validación de la SAS con mujeres mexicanas representa la AS tal como la definieron Morokoff et al. (1997). Hasta la fecha el cuestionario se ha mostrado estable en tres países con culturas diferentes (Estados Unidos, España y México). Se trata, por tanto, de un instrumento fiable que replica el contenido teórico, con indicadores de consistencia interna así como de validez de constructo y validez concurrente adecuados. Esto apoyaría significativamente al estudio de la salud sexual de la población femenina de México, ayudando al personal de salud a conocer, comprender y mejorar la habilidad de las mujeres para iniciar relaciones sexuales, rechazar relaciones sexuales inseguras y su capacidad para negociar el uso del condón así como el empleo de métodos anticonceptivos.
Es preciso mencionar que una limitación de este estudio es la muestra, pues esta no es representativa de la población femenina de México y, por tanto, difícilmente podrían darse conclusiones definitivas al no poder generalizar los datos. Por ello, se recomienda que en futuras investigaciones se realice una réplica con una muestra representativa del país. Otra limitación fue que se incluyó solo población femenina; por tanto, se recomienda estudiar el comportamiento de la SAS en población masculina, pues sería interesante poder evaluar la equivalencia factorial y métrica de la SAS por sexo bajo la cultura mexicana. Por último, sería de gran relevancia adaptar y validar la escala en población vulnerable en México, como lo son los adolescentes, los hombres que tiene sexo con hombres y población usuaria de drogas y alcohol.
