PROPIEDADES PSICOMÉTRICAS DE UNA ESCALA DE PERCEPCIÓN MATERNA DEL VÍNCULO PRENATAL PATERNO.

El sistema público chileno en conjunto con los Ministerios de Salud y Desarrollo Social, a través de la política Chile Crece Contigo, incorpora la figura paterna en forma activa en los controles prenatales, talleres, presencia en el parto y crianza temprana, a partir del año 2008(1). La participación de padres chilenos en el embarazo, representada en la asistencia a la totalidad de los controles prenatales es de 22,2% (percepción femenina) y 29,5% (percepción masculina); y en la asistencia “solo algunos” de los controles prenatales las cifras van entre el 49,8% (percepción femenina) al 56,2 (percepción masculina), lo que arroja que el 72% de los padre asistió a lo menos a un control prenatal(2). A su vez, existen corrientes investigación que fijan su mirada en la figura paterna en la formación de los hijos a edades tempranas, incluso desde el embarazo, la importancia de su presencia en la educación y las repercusiones que tendrá a futuro esta relación en el hijo (3-7).

La relación padre-feto, se produce principalmente por las expectativas que tienen sobre el bebé y los procesos imaginativos que surgen a raíz del evento embarazo8. Una participación activa, desde el comienzo de la gestación, por parte del padre está relacionado con una mejor adaptación al “rol de padre” una vez ocurrido el parto(9-18). El presente estudio evalúa las propiedades psicométricas de la escala Percepción Materna del Vínculo Prenatal Paterno, en una población de madres chilenas atendidas en el sistema público sanitario durante los años 2015-2016.

Material y método

Estudio cuantitativo, observacional, transversal, de alcance correlacional y de tipo psicométrico. La muestra estuvo conformada por 240 mujeres puérperas atendidas en una maternidad del sistema sanitario público chileno entre los meses de octubre del año 2015 y marzo del año 2016. Los criterios de exclusión fueron: edades maternas extremas, malformación congénita incompatibles con la vida y patología psiquiátrica de uno de los progenitores. La investigación constó con la aprobación del comité de ética. Se construyó una escala de Percepción Materna del Vinculo Prenatal Materno, en base a la evidencia científica, que consideró la medición de tres factores: “Interacción directa con el hijo”, “Apoyo y contención”; y “Auto-análisis y corrección del patrón de conducta”, con 13 preguntas con respuesta tipo Likert que considera 5 posibles respuestas que tienen como opción: “Nunca con puntaje de 1 hasta Siempre con puntaje de 5 ” ( Anexo Escala)(2,8,11,12,13,18,19,22 ).

Se consideraron variables biosociodemográficas y relacionales de las mujeres con el progenitor de su hijo(a) y antecedentes perinatales. Los datos fueron digitados a una planilla Excel, y el análisis se realizó en el software SPSS versión 19 y STATA SE versión 11.0. El análisis descriptivo para las variables cuantitativas se presentan en medias, desviación estándar (DE), mínimo y máximo. Mientras que las variables cualitativas se presentan en frecuencias absolutas y porcentuales. En relación al análisis psicométrico de la escala creada, se realizó una validación de contenido mediante el juicio de experto. Para la validez de constructo se aplicó un Análisis Factorial Exploratorio (AFE). Previo al AFE se determinó si los ítems estaban suficientemente interrelacionados con las pruebas de Esfericidad de Bartlett, y Kaiser Mayer Olkin (KMO). Se emplearon tres métodos para definir número de factores: Regla de Kaiser, Gráfico de Sedimentación, y Análisis Paralelo de Horn, de acuerdo al tipo de instrumento en estudio. Para la extracción de factores se empleó el método de Ejes Principales con rotación oblicua Oblimin directo. Posteriormente, se evaluó la consistencia interna de los factores identificados, con el coeficiente de confiabilidad alfa de Cronbach y la capacidad discriminativa de los ítems mediante la correlación de Pearson entre cada ítem y el total corregido, además del cálculo del coeficiente de Spearman Browm en el test de división en mitades. Finalmente para la validez de criterio se aplicó correlación de Spearman y prueba de Mann Whitney para cinco variables que pudieran estar influenciando dicha percepción materna, que correspondieron a: edad, escolaridad, tiempo de relación de pareja, paridad y embarazo planificado.

Resultados

Antecedentes generales: Se trata de madres puérperas recientes con una edad promedio de 28,08 años. Su nivel educacional se concentró en la enseñanza media en un 60% (n=144). El número de hijos en un 43,75% de la muestra fue de 2 (contabilizando el RN actual) y para un 34,17% éste fue su primer embarazo. La presencia de patologías crónicas está en un 15% de la muestra, siendo el hipertiroidismo la patología más frecuente con un 6,25% (n=15.

Los padres presentan en promedio una edad de 31,39 años. Su nivel de estudio se concentró en la enseñanza media con un 59,58% (n=143). La presencia de patologías crónicas en ellos fue de un 8,75%, siendo la hipertensión arterial (HTA) la patología más frecuente con un 2,92% (n=7)

El tiempo de relación en pareja, sin considerar el nombre de esta relación identifica que el 55,83% de estas mujeres poseían una relación de más de 5 años y solo el 5% tenía una relación de pareja menor a un año. La convivencia bajo el mismo techo estuvo presente en un 81,25%.Para revisar caracterización de la muestra, ver tabla n°1.

Respecto de los antecedentes perinatales se puede observar que un 64,58% (n= 155) son mujeres sin riesgo. En aquellas mujeres que cursaron con una patología propia de la gestación, el 10,83% (n= 26) tuvieron el diagnóstico de Diabetes Gestacional compensada con dieta. Un 61,25% afirmó que el embarazo fue planificado. En cuanto al tipo de parto, predominó la cesárea con un 52,5%, (n= 126), predominando la cesárea electiva; mientras que el parto vía vaginal, estuvo presente en un 47,08 % (n= 113). Un 82,01% (n= 196) de los recién nacidos no presentaron patología y un 90,84% (n= 217) de ellos no requirieron hospitalización. Ver tabla n°2

Evaluación psicométrica del instrumento: La validez de contenido se realizó mediante la evaluación de juicio de experto, elaborando un documento que permitió evaluar la equivalencia semántica, constructo o dimensión en la cultural chilena, y su validación de contenido propiamente tal. Al evaluar el acuerdo inter jueces, considerando todas las respuestas, se obtuvo un Kappa combinado de 0,114 que sería considerado leve (Landis & Koch, 1977)(23).

Antes de concluir con la recogida de datos totales se realizó una prueba preliminar con 98 encuestas, que permitió reconocer que en el tercer factor “análisis y corrección de conducta” arrojó un alfa de Cronbach de 0,347, en donde la pregunta 8 es la que disminuía directamente este resultado al carecer de relación con la puntuación global. Por lo que se decide eliminarla dentro de la escala propuesta.

A continuación con las 240 encuestas realizadas como primer paso de la validez de constructo se realiza el Análisis Factorial Exploratorio (AFE), se evaluó su pertinencia, considerando los 12 ítems. Para ello se calculó el estadístico de adecuación muestral Kaiser-Meyer-Olkin (KMO), que fue de 0,875 y la prueba de esfericidad de Bartlett, que fue estadísticamente significativa, 2(Chi-square)= 1415,765;p0,0001. Ambos resultados indicaron el AFE como pertinente.

El siguiente paso implicó estimar el número de factores, aplicando el criterio de Kaiser-Guttman indicó la existencia de un factor con valores propios mayores a 5,07 (autovalores) explicando 82.51% de la varianza total de los ítems. El análisis paralelo de Horn, en base a 1000 muestras aleatorias, coincidió con la existencia de un factor con valores propios (4,60, 5,07, 0,47) por sobre los valores propios presentados por 95% de las muestras aleatorias .Ante el acuerdo entre factores, el tercer paso fue calcular la matriz de configuración rotada, mediante rotación oblicua Oblimin, reconociendo en la distribución de los ítems una estructura de 1 factor. En esta etapa, 2 de los 12 ítems (ítems 12 y 13) presentaron coeficiente bajo 0,30, el valor mínimo para considerar una carga factorial como estadísticamente significativa. Una vez configurada la matriz rotada, se aplicó nuevamente el análisis anterior, eliminando en cada una de la pregunta de cargas más bajas, comenzando con la pregunta 12 y posteriormente eliminando la pregunta 13.

Finalmente al repetir el análisis con 10 ítems, se identificó sólo un factor. Al configurar nuevamente la matriz rotada, el ítem 9 arrojó un valor negativo, como era de esperar, puesto que en la formulación del instrumento esta pregunta debe ser invertida para su análisis. (ver tabla n° 3). Se realiza el estadístico de adecuación muestral Kaiser-Meyer-Olkin (KMO), que fue en esta ocasión de 0,893 y la prueba de esfericidad de Bartlett, que fue estadísticamente -Ambos resultados indicaron el AFE como pertinente. Nuevamente se estimó el número de factores, empleando tres criterios: Kaiser-Guttman o de raíz latente, Análisis Paralelo de Horn y Gráfico de Sedimentación. El primer criterio de Kaiser-Guttman indicó la existencia de un factor con valores propios mayores a 5,05 (autovalores) explicando 92,23% de la varianza total de los ítems. El análisis paralelo de Horn, en base a 1000 muestras aleatorias, coincidió con la existencia de un factor con valores propios (4,78, 5,05, 0,27) por sobre los valores propios presentados por 95% de las muestras aleatorias. (ver Figura 1).

Al evaluar la confiabilidad, el coeficiente de Cronbach resultó un α= 0,901, para el factor Percepción del Vinculo Prenatal Paterno, con capacidad discriminativa entre los ítems y el total corregido en la escala, entre el r = 0,58 (ítem 4) y r = 0,76 (ítem 5): el detalle del comportamiento de por ítem de este indicador se observa en la tabla nº 4

Para evaluar la validez de criterio, se aplicó correlación y la prueba no paramétrica de Mann Whitney entre los puntajes de la Escala de Percepción materna del vínculo prenatal paterno “con cinco variables: Edad, nivel educacional, paridez, tiempo de relación de pareja y embarazo planificado, frente al factor evaluado (vinculo prenatal paterno percibido por la madre). Para evaluar la relación con la edad de la madre que entregó su percepción de vínculo, se empleó el coeficiente de correlación de Spearman. Observando que no existe relación estadísticamente significativa entre esta variable con el factor evaluado con un p valor de 0,96.

Posteriormente para comparar el puntaje promedio de la escala mencionada con las otras cuatro variables: paridad, escolaridad, tiempo de relación de pareja y la condición de embarazo planificado, se aplicó el estadístico de Mann Whitney, observando que la variable Embarazo planificado influye en el puntaje promedio del factor con un p valor < 0,0001. Ver tabla nº5.

DISCUSION

El grupo en el cual se aplicó la escala, se trata de un grupo de mujeres puérperas sanas en general, con una edad promedio de 28 años, una relación de pareja estable en su mayoría ya que sobre el 80% convive con su pareja. Se trata de un embarazo planificado por sobre el 60% y sin patología grave de su recién nacido.

El comportamiento de la población frente a la escala creada, permite deducir que no se percibe el apego paterno en el embarazo bajo los tres factores planteados. “Interacción directa con el hijo”, “Apoyo y contención” y “Auto-análisis y corrección del patrón de conducta”. Siendo este último, el factor que desaparece por completo. Al analizar las razones de esta falta de relación, pudiera deberse a que en las mujeres no logran identificar que el comportamiento del padre del progenitor de su hijo incida en el comportamiento de padre de este último.

Las preguntas número 12 y 13, que evaluaban cambios conductuales en el progenitor (evitar el consumo de alcohol y tabaco), no mostró relación significativa para ser incluídas. Éste era un resultado esperado, puesto que el cese de hábitos no está relacionado con el compromiso del padre con su hijo, si no que con otros factores como el círculo social, el deseo o motivación de dejarlo, que la hace más bien una pregunta muy personal y subjetiva.

Por otra parte, apuntarían a factores de riesgo fuera del factor global, pero sin suficiente relación entre ellos para constituir un factor adicional, por lo que quedan fuera del instrumento, y hace, eventualmente necesario generar medidas independientes y adicionales de “factores de riesgo”. Por su parte, la exclusión del ítem 8 puede deberse a que incluye elementos de la historia vital del padre, lo que genera un factor confundente que lo aleja del constructo medido, el vínculo con la madre.

El resto de las preguntas de instrumento contaron con valores altos para relacionarlos entre sí, exceptuando la pregunta número 9, “Me sentí angustiada y/o estresada durante el embarazo por tener problemas con mi pareja.” Que cuenta con valores negativos, esta direccionalidad en la pregunta señalada estaba previamente consignado, es por esta razón que al invertir los valores se hace parte de los ítems sin dificultad.

Al estudiar la razón de la unidimensionalidad donde se incluyen las dos dimensiones restantes “Interacción directa con el hijo” y “Apoyo y contención” que se agruparon finalmente en una dimensión renombrada “Vínculo Afectivo Prenatal paterno” se puede suponer que este comportamiento se debe a que en la población estudiada no hace diferencia entre los cuidados destinados a la pareja y los comportamientos enfocados a establecer un vínculo con el hijo in utero. La dimensión “Interacción directa con el hijo” que reúne las actitudes orientadas a la formación del vínculo afectivo del padre con él hijo in utero de manera directa hace relación a las caricias, los procesos imaginativos, exámenes ecográficos, información del desarrollo y material didáctico. La dimensión “Apoyo y contención” que involucra las actitudes del padre orientadas a apoyar y contener a la pareja va dirigida a situaciones como compartir las labores del hogar, asistencia a controles en pareja y evitar situaciones de conflicto con la pareja en el embarazo. Todas estas acciones estarían de algún modo afianzado ambos vínculos a la vez, con la mujer gestante y con el hijo por nacer (8,9,15).

En la validez de criterio, se pudo observar que la condición de embarazo planificado es una variable que influye en la percepción materna del factor estudiado. Situación que resulta relevante, para reconocerlo como un posible indicador de la misma relación de la madre no sólo con el progenitor de su hijo, sino con las posibilidades de una crianza compartida efectiva.

El hecho de identificar una dimensión y no tres como fue la sugerida en el inicio por parte de los autores, y aprobado por el juicio de expertos, se pudo reconocer la importancia de aplicar pruebas psicométricas a las escalas para verificar si cumplen con los niveles de valideces y confiabilidad esperados y es por ello que se propone como un instrumento válido para la población chilena que acude al sistema sanitario público, y que aporta un indicador concreto de la participación del progenitor a este período.

LIMITACIONES

Existen posibilidades de sesgo respecto de la percepción materna de este vínculo prenatal paterno, puesto que no sólo se reconoce el aspecto afectivo vincular con el progenitor de su hijo, sino que también hay modelos familiares paternos propios de la mujer madre que inconscientemente compara o aspira.