texto en 
Inglés (pdf)
Articulo en XML
Referencias del artículo
Traducción automática
Permalink
En los últimos años, un tema que ha ganado espacio en distintos ámbitos es el del autocuidado. Las mejoras en las condiciones de vida, el desarrollo en el cuidado de la salud y de la atención sanitaria han producido un cambio en el estilo de vida de la población, que generó un aumento de la esperanza de vida. Este cambio pone a cada individuo en un rol clave para el propio cuidado de su salud. De ahí la importancia de que las personas lleven conductas eficaces para su autocuidado (Nuno-Solinis et al., 2013). Rivera Álvarez (2006) señala el impacto social que tienen las acciones individuales de autocuidado, reconociendo su valor como deber y derecho para sí mismo y para la comunidad, con su consiguiente impacto en el sistema de salud.
El autocuidado favorece el mantenimiento de la buena salud personal, disminuyendo el impacto de las afecciones futuras y por consiguiente su necesidad de tratamiento en el sistema de salud pública. Contar con un instrumento capaz de medir y operacionalizar el constructo de autocuidado sirve de herramienta que facilita a los profesionales de la salud evaluar el nivel de autocuidado de los individuos para así brindar una asistencia eficaz y beneficiosa. La educación por parte de los profesionales de la salud tiene su éxito final cuando las conductas de autocuidado son realizadas por las personas sin la vigilancia, el apoyo y el seguimiento diario del profesional, es decir que estas conductas de autocuidado pueden ser realizadas de manera autónoma por los individuos (Olivella-Fernández et al., 2012). A su vez esta intervención es útil tanto a corto como a largo plazo, ya que los hábitos de autocuidado en la población joven garantizan la calidad de vida del adulto mayor (Loredo-Figueroa et al., 2016). La importancia de realizar conductas de autocuidado eficaces para la salud no solo tiene implicancias en el manejo de controlar o recuperarse de enfermedades, sino que también tiene su impacto a la hora de prevenir enfermedades y padecimientos de la salud y a su vez en la promoción del bienestar (Schneider Hermel et al., 2015).
Si bien se trata de un concepto que ha recibido diferentes conceptualizaciones, dependiendo de la tradición teórica, en un sentido muy amplio se puede definir autocuidado como el compromiso con prácticas que promuevan el bienestar (González-Vázquez et al., 2018). Para Naranjo et al. (2017) “el autocuidado es una función humana reguladora que debe aplicar cada individuo de forma deliberada con el fin de mantener su vida y su estado de salud, desarrollo y bienestar” (p. 2).
Una pionera en el estudio de este concepto fue Dorothea Orem, quien propone la teoría del déficit del autocuidado, compuesta por la teoría del déficit de autocuidado, la teoría del autocuidado y la teoría de los sistemas de enfermería (Naranjo et al., 2017). Esta autora se refiere a la agencia de autocuidado como la capacidad que tienen las personas para autocuidarse realizando acciones específicas para tal fin (Orem, 2001).
Por otra parte, Riegel et al. (2012, 2021) desarrollan la teoría de rango medio del autocuidado de las enfermedades crónicas, donde el autocuidado se define como un proceso de mantenimiento de la salud a través de prácticas de promoción de la salud y manejo de la enfermedad, incluyendo prevención, tratamiento y rehabilitación. Este modelo teórico especifica tres conceptos: (a) mantenimiento del autocuidado, con conductas que tienden a conservar la salud, (b) seguimiento del autocuidado, como por ejemplo con pruebas de rutina, y (c) gestión del autocuidado, como por ejemplo cambios en la dieta. Como señalan Riegel et al. (2019) el autocuidado se realiza en todo el proceso salud-enfermedad. Si bien cuando una persona padece una enfermedad se ve claramente la necesidad de autocuidado, es fundamental en estados de salud justamente para la prevención de cualquier afección. Sin embargo, cualquier padecimiento pone en claro si los patrones de autocuidado son adaptativos o no.
La práctica de autocuidado refiere a la participación en comportamientos que mantienen y promueven el bienestar físico, emocional, mental y social. Esta práctica puede incluir conductas como descansar la cantidad de horas necesarias para cada persona, alimentación adecuada y saludable, conductas de sueños, ejercicio físico, el cepillado de dientes, mantener una red de apoyo social, desarrollar habilidades de regulación emocional, realizar prácticas de meditación, terapia personal, prácticas religiosas o de fe que cada uno profese, entre otras (Myers et al., 2012; Riegel et al., 2012).
Nuno-Solinis et al. (2013), desde una mirada conductual, lo definen como el conjunto de tareas que lleva a cabo un individuo para preservar la salud tanto física y emocional, y garantizar el manejo adecuado de enfermedades crónicas. El autocuidado puede aprenderse como una actitud que permita desarrollar conductas saludables para suscitar el bienestar (Naranjo et al., 2017). González-Vázquez et al. (2018) plantean que los factores emocionales y cognitivos, que muchas veces son dejados de lado en el abordaje, tienen un rol clave a la hora de comprender el fenómeno. Según estos autores las conceptualizaciones conductuales, dirigidas al mundo exterior, dejan de lado los aspectos psicológicos, que deben abordarse con mayor profundidad.
Desde niños las personas internalizan las experiencias tempranas de cuidado que reciben de los adultos a cargo. Aquellos que crecen en entornos con diversos grados de descuido, o más aún, abusivos o negligentes, no desarrollarían patrones saludables de autocuidado porque esas prácticas no han sido aprendidas desde pequeños y la manera en la que fueron tratados modela la manera en que luego de adultos experimentan el autocuidado (González et al., 2009; Mosquera & González, 2011; Ryle & Kerr, 2020).
González-Vázquez et al. (2018) desarrollaron una conceptualización más integral del constructo que incluye tres dimensiones: (a) los aspectos materiales externos del autocuidado, (b) el autocuidado intrapsíquico, y (c) los aspectos relacionales de cómo los humanos se cuidan a sí mismos a través de interacciones con los demás (González & Mosquera, 2015).
En relación a la medición del constructo, existen diferentes herramientas como, por ejemplo, el Inventario de Autocuidado de la Diabetes de Ausili et al. (2017) o el Inventario de Autocuidado de la Hipertensión Arterial versión 3.0 de Dickson et al. (2021) basadas en la teoría de rango medio del autocuidado de las enfermedades crónicas o la Escala de Valoración de Agencia de Autocuidado (ASA) desarrollada por Evers en 1989, que mide la agencia de autocuidado concepto central en la teoría de déficit de autocuidado.
Sin embargo, a partir de la conceptualización más integral realizada por González-Vázquez et al. (2018), los autores vieron la necesidad de crear una escala que mida este constructo desde una perspectiva más amplia y profunda que incluya las tres dimensiones que proponen. La dimensión material implica la capacidad de buscar cosas buenas, buscar experiencias positivas y tratar de satisfacer las propias necesidades. La dimensión interna implica la capacidad intrapsíquica de mirarse a uno mismo de forma positiva y, al mismo tiempo, de forma realista. Finalmente, la dimensión interpersonal está relacionada con la búsqueda de interacciones positivas con los demás para satisfacer las necesidades interpersonales de apoyo y cuidado de uno. Desde esta perspectiva el autocuidado se define entonces como “la conducta dirigida del individuo a preservar y mejorar la salud y el bienestar; es un patrón de relación con la persona, con el mundo y con otro” (González-Vázquez et al., 2018, p. 374).
Estas tres dimensiones son los fundamentos de la Escala de Autocuidado construida por González-Vázquez y colaboradores (2018) que cuenta con 31 ítems que la persona responde con una escala tipo Likert. La versión final de la Escala de Autocuidado fue aplicada a una muestra de 273 pacientes psiquiátricos ambulatorios en La Coruña, España (González-Vázquez et al., 2018).
Tal como se describe en párrafos precedentes, el término autocuidado se utiliza hace varias décadas, principalmente en el área de la medicina, con conceptualizaciones diversas según la tradición que lo defina. Por otra parte, investigadores de distintos países están desarrollando cada vez más intervenciones sobre autocuidado para mejorar la salud tanto de forma individual como comunitaria, por su valor en la clínica médica como psicológica, pero también en la salud pública (Oltra, 2013; Riegel et al., 2021).
Dada la importancia del autocuidado en la promoción de la salud y la prevención de la enfermedad en toda la población, resulta relevante contar con una herramienta de evaluación que lo estudie desde una perspectiva teórica amplia pero profunda, en población argentina. Si bien, como se ha visto, existen diversas herramientas de medición, en el presente trabajo se ha optado por estudiar la Escala de Autocuidado de González-Vázquez et al. (2018) cuyo modelo teórico contempla las dimensiones externas, intrapsíquica y relacionales del autocuidado.
El objetivo general este trabajo es estudiar de forma preliminar las propiedades psicométricas de la Escala de Autocuidado de González-Vázquez et al. (2018) en población argentina. Los objetivos específicos son: (a) analizar de manera preliminar la estructura factorial de la escala y la dimensionalidad del constructo, (b) analizar de manera preliminar la consistencia interna y la estabilidad temporal de las puntuaciones de la Escala de Autocuidado en población general.
Método
Participantes
Se conformó una muestra con 768 personas adultas, contando de esta forma con una muestra de estimación (n = 423) para realizar el análisis factorial exploratorio (AFE) y una muestra de validación (n = 345) para el análisis factorial confirmatorio (AFC). Los participantes fueron voluntarios y no recibieron retribución alguna por su colaboración. De los 423 participantes pertenecientes a la muestra de estimación, el 52.6 % eran mujeres y el 47.4 % eran varones. La edad promedio fue de 35.18 (DE = 1.24, Mín = 18, Máx = 81). Respecto al estado civil, el 43.2 % dijo estar casado o conviviendo con su pareja, el 47.2 % informó estar soltero, el 8.6 % divorciado y el 1 % viudo. Los 345 participantes restantes de la muestra de validación promediaban en edad de 34.12 (DE = 1.13, Mín = 18, Máx = 76). En cuanto a su lugar de residencia, el 15.2 % informó vivir en el norte del país, el 81.9 % en la región del centro y el 2.9 % restante refirió vivir en el sur. Respecto al estado civil, el 41.2 % dijo estar casado o conviviendo con su pareja, el 45.2 % informó estar soltero y el 13.6 % divorciado.
Instrumentos
Encuesta Sociodemográfica. Mediante este instrumento se obtuvieron datos sobre el sexo, la edad, la fecha en que realiza el cuestionario, el lugar de residencia, el estado civil, el nivel educativo alcanzado, la actividad o profesión.
Escala de Autocuidado (González-Vázquez et al., 2018). Cuenta con 31 ítems. Los ítems son afirmaciones a las cuales el sujeto responderá con una escala tipo Likert con siete opciones de respuestas: totalmente en desacuerdo, bastante en desacuerdo, algo en desacuerdo, ni de acuerdo ni en desacuerdo, algo de acuerdo, bastante en acuerdo y totalmente de acuerdo. La escala está compuesta por seis subdimensiones: (a) conducta autodestructiva con un α = .90; (b) falta de tolerancia al afecto positivo con un α = .75; (c) problemas para dejarse ayudar con un α = .75; (d) resentimiento por no reciprocidad con un α = .77; (e) no actividades positivas con un α = .67; (f) no atender las propias necesidades con un α = .76. La escala completa arrojó un α = .91
Diseño
Se diseñó un estudio no experimental, transversal, de tipo instrumental (Ato et al., 2013). En cuanto al método de muestreo, fue una muestra no probabilística por conveniencia.
Procedimiento
Los participantes fueron informados de los propósitos de la investigación, la confidencialidad de los datos y de su derecho a rehusarse a participar y retirarse de la investigación cuando lo consideren. Se distribuyeron los instrumentos utilizados para medir las variables a través de las redes sociales bajo la modalidad Google Forms. El formulario presentaba un consentimiento informado, que se encontraban en la primera parte de la encuesta distribuida, antes de que comiencen los ítems del inventario y sin la posibilidad de continuar respondiéndola sin antes tildar el casillero de la comprensión de los términos. Luego de cinco semanas se realizó una nueva administración con la misma modalidad a un tercio de los sujetos de la muestra de la primera toma.
Análisis de datos
En primer lugar, la normalidad univariada de los datos fue examinada a través de los indicadores de asimetría y curtosis, para los cuales son deseables valores entre +/- 2 (Tabachnick & Fidell, 2013). Para la identificación de casos atípicos univariados se examinaron las puntuaciones Z, considerando como valores extremos a aquellos que superaban Z = +/- 3.29. Para la detección de casos atípicos multivariados se utilizó como criterio la distancia de Mahalanobis con valores p inferiores a .001 (Tabachnick & Fidell, 2013). Luego, se llevaron a cabo estudios tendientes a verificar la estructura interna de la escala mediante AFE y AFC. Es sabido que algunos autores critican el uso conjunto de estos análisis (Pérez-Gil et al., 2000). Sin embargo, numerosos trabajos optan por efectuar ambos justificando la utilización de dos procedimientos (Martorell et al., 2011; Pechorro et al., 2017; Perugini & Castro Solano, 2018). El AFE se calculó a través de un método robusto de máxima verosimilitud (MLR) utilizando una rotación Oblimin mediante una matriz asintótica de correlaciones al igual que la escala original. El AFC se realizó utilizando un estimador robusto ajustado de varianza y media de mínimos cuadrados ponderados (WLSMV-R) y, dado que las variables fueron ordinales, se utilizó la misma matriz que en el AFE, debido a que es más apropiada para este tipo de datos (Freiberg Hoffmann et al., 2013). De acuerdo con Hu et al. (1992) se consideraron los siguientes índices de bondad de ajuste: Chi-cuadrado (χ2), índice de ajuste comparativo (CFI), índice de ajuste incremental de Bollen (IFI; Bollen & Long, 1993) y error cuadrático medio de aproximación (RMSEA). En lo referente a los criterios de valores de ajuste aceptable, se considera un valor de .90 en CFI (Kline, 2018; Stegmann, 2017), así como valores menores o iguales a .08 en RMSEA (Browne & Cudeck, 1993). Se evaluó la evidencia basada en la estructura interna través del examen de las cargas factoriales, se consideraron aceptables cargas estandarizadas mayores al límite de > .30 (Hair et al., 2006; Nunnally & Bernstein, 1994), y, en cuanto a las correlaciones entre los factores, se consideraron los valores > .19 como muy bajas, entre > .20 y < .39 como bajas, entre > .40 y < .59 como moderadas, entre > .60 y < .79 como altas y < .80 como muy altas (Brown, 2006; Evans, 1996). Para conocer la confiabilidad de la escala desde el punto de vista de su consistencia interna, se utilizó el estadístico alfa ordinal, que es el recomendado para escalas multidimensionales que poseen escasos ítems (Bryant & Satorra, 2012; Dominguez-Lara, 2012; Espinoza & Novoa-Muñoz, 2018) y que ofrece una aproximación de la confiabilidad basada en la estructura factorial. Además, para analizar la estabilidad temporal de los ítems de la escala se administró la prueba estadística de test re-test a 268 personas en dos tiempos con un intervalo de cinco semanas. Los resultados se procesaron utilizando R (Versión 3.6.0) y la interfaz R Studio (Versión 1.4.1717) mediante los paquetes ggplot2 para visualización de datos (Villanueva & Chen, 2019), psycho (Revelle, 2018) y psicométrica (Fletcher & Fletcher, 2013), para estimar algunas propiedades psicométricas. Mientras que lavaan (Rosseel et al., 2017), semPlot (Epskamp et al., 2019) y semTools (Jorgensen et al., 2018) se usaron para calcular y trazar el Modelo de Ecuación Estructural. Para la realización de los puntajes normativos se utilizó el programa estadístico SPSS en su versión 25.
Resultados
Análisis descriptivo
Se realizó un análisis preliminar de los ítems de la escala con la intención de obtener la normalidad univariada. Tal como puede observarse en la Tabla 1, se obtuvieron estadísticos descriptivos básicos calculando medias y desvíos típicos. Además, se calcularon los índices de asimetría y curtosis. Los valores recomendados por Tabachnick y Fidell (2013) son próximos a 0 e inferiores a 1.96.
Validez de constructo
Se dividió la muestra en dos partes, una muestra de estimación (n = 423) para realizar el AFE y una muestra de validación de (n = 345) para el AFC. En la Tabla 2, se puede observar el AFE, se utilizó el método robusto de máxima verosimilitud y a partir de la rotación Varimax, determinó la agrupación de 31 ítems en seis variables latentes. La solución factorial arrojó valores considerados adecuados iguales a .87 para el índice de Káiser Meyer Olkin (KMO) y para el Test de Esfericidad de Barlett (χ²= 231.97; DE = 0.30; p < .000). El análisis factorial exploratorio explicó el 55.2 % de la varianza de las puntuaciones.
A continuación, se realizó el AFC de la Escala de Autocuidado. Se utilizó el método de estimación de Máxima Verosimilitud Robusto y, dado que las variables eran ordinales, se utilizó la matriz policórica. Al momento de valorar la bondad de ajuste del modelo, se examinaron diferentes índices: Chi-cuadrado (χ2), índice de ajuste comparativo (CFI), índice de ajuste incremental de Bollen (IFI) y error cuadrático medio de aproximación (RMSEA). Todos indicaron que el modelo de seis factores presentó un buen ajuste: χ2 = 1436.218, p <.000; CFI = .964; IFI = .969; RMSEA = .062 90% IC (.058, .062), p <.001. Además, en la Figura 1 se pueden observar los pesos de regresión para cada elemento que fueron entre moderados (> .40 y < .59), altos (> .60 y < .79) y muy altos (< .80; Brown, 2006; Evans, 1996).
En lo referente a la consistencia interna de la escala, para las subdimensiones se obtuvieron los siguientes índices de alfa ordinal: Falta de Tolerancia al Afecto Positivo = .82; Conducta Autodestructiva = .79; Problemas para Dejarse Ayudar = .80; Resentimiento por no Reciprocidad = .83; No actividades Positivas = .78 y No Atender a las Propias Necesidades = .80. Finalmente, en la Tabla 3, se pueden observar las correlaciones test-retest en un periodo de tiempo de cinco semanas. Los resultados informaron que las correlaciones entre las dimensiones fueron positivas y significativas entre moderadas y altas.
Datos normativos
En la Tabla 4 se agruparon las puntuaciones medias y los niveles que indican presencia de cada dimensión de la Escala de Autocuidado en participantes de población general. A su vez, se definieron los percentiles de cada dimensión. Para la obtención de los valores percentilares, se deben sumar los puntajes brutos obtenidos en cada dimensión y dividirlo por el número de ítems. Un puntaje T superior a 50 indica presencia de la dimensión que conforma al constructo autocuidado.
Tabla 4: Datos Normativos de la Escala de Autocuidado (n = 768)
Nota: Pc: Percentil; TA: Falta de tolerancia al afecto positivo; AD: Conducta autodestructiva; PA: Problemas para dejarse ayudar; R: Resentimiento por no reciprocidad; NP: No actividades positivas; NN: No atender las propias necesidades.
Discusión
El presente trabajo informa los resultados del análisis de las propiedades psicométricas de la Escala de Autocuidado, reportando la validez basada en la estructura interna, la fiabilidad por consistencia y estabilidad temporal de la puntuación (González-Vázquez et al., 2018) en población general argentina. La importancia de adecuar a nuestro medio esta escala se fundamenta en la necesidad de contar con una herramienta que mida este constructo por su relevancia en la salud de las personas en general y por el impacto que tiene en el Sistema de Salud en particular.
El autocuidado puede considerarse un complemento de las acciones realizadas por los servicios de salud para el cuidado de una población, como una responsabilidad compartida (Rivera Alvarez, 2006), tanto a nivel individual como colectivo, otorgándole al Sistema de Salud un rol relevante en el monitoreo del tema. Sobre estos pilares se sostiene la importancia de contar con un instrumento válido y fiable para su evaluación en población local, que sería de gran utilidad a los profesionales de la salud. Tal como señala la bibliografía, el autocuidado puede aprenderse como una actitud que permite desarrollar conductas saludables, por lo cual es importante considerar los aspectos emocionales y cognitivos, ya que tienen un rol clave para comprender el fenómeno y favorecer su desarrollo (González-Vázquez et al., 2018; Riegel et al., 2012).
Al realizar los estudios de validez de constructo se efectuó el AFE observándose la agrupación de 31 ítems en seis factores, lo cual está en concordancia con el estudio original (González-Vázquez et al., 2018). La solución factorial arrojó valores considerados adecuados. El AFE explicó el 55.2 % de la varianza acumulada, de forma similar que el estudio de referencia en el que este valor es del 55.3 %. A partir AFC se observó que el modelo de seis factores presentó un buen ajuste.
En relación con la consistencia interna de las subdimensiones, a diferencia de la escala original, se optó por utilizar el estadístico alfa ordinal debido a que es más apropiado para el tipo de matriz que presenta el inventario, motivo por el cual no se podría comparar con el estadístico alfa de Cronbach de la escala original. Sin embargo, se puede inferir que los valores de consistencia interna en las dimensiones de ambas escalas son similares. Por último, las correlaciones test-retest en un periodo de tiempo de cinco semanas se observan, los resultados informaron que las correlaciones entre las dimensiones fueron positivas y significativas entre moderadas y altas, lo que indica la estabilidad de las medidas obtenidas al igual que los datos obtenidos por el coeficiente de correlación interclase.
Finalmente, cabe señalar algunas limitaciones. La primera es que no se pudo conformar una muestra de proporciones similares con respecto a la variable sexo, en la que dos de cada tres personas de la muestra son mujeres. La segunda limitación es que la muestra a la cual se le administró la Escala de Autocuidado no es representativa de toda la población argentina, ya que la misma está compuesta en su mayoría por habitantes de la Ciudad Autónoma de Buenos Aires y del Gran Buenos Aires. Por este motivo, es recomendable en un futuro considerar que el estudio se replique a una muestra ampliada que abarque al resto de las provincias argentinas. Como conclusión, en su conjunto, los resultados obtenidos en el presente trabajo se encuentran en concordancia con el estudio original realizado por González-Vázquez et al. (2018). Esto indica que los estudios de las propiedades psicométricas de la escala son confiables y válidos para ser utilizados en población general argentina.
