Adaptación y validación transcultural de la Escala de Autotrascendencia de Pamela Reed al contexto español^*

RESUMEN

Objetivos:

el presente estudio tuvo como objetivo adaptar la Escala de Autotrascendencia (Self-Transcendence Scale, STS) al contexto español y analizar sus propiedades psicométricas.

Método:

la STS se administró a una población española general de adultos (es decir, mayores de 20 años, n = 116) por medio de una plataforma en línea. Las escalas de Bienestar Psicológico (EBP) y la de Evaluación Funcional para el Tratamiento de Enfermedades Crónicas - Bienestar Espiritual - versión modificada para personas sanas (FACIT-Sp-Non-Illness) también se aplicaron en dos momentos separados por un intervalo de 15 días.

Resultados:

los resultados de la validación incluyeron los siguientes parámetros estadísticos: α_t = 0,772 (prueba) y α_rt = 0,833 (reprueba); CCI = 0,278 (p = 0,097, intraclase) y 0,932 (p <0.001, interclase); una confirmación de Bland-Altman de la concordancia de test-retest (TRT, por sus siglas en inglés); índice global de validez de contenido (S-CVI, por sus siglas en inglés) = 0,92; r ₁ = 0,636 (EBP) y r ₂ = 0,687 (FACIT-Non-Illness; ambos p <0,001); y tres factores explicaron el 42.3% de la varianza. La STS mostró una validez aparente y viabilidad positivas.

Conclusiones:

la versión española de la STS es válida para su uso en la población general, con actualizaciones relativas a la versión colombiana que incluyen redacciones más naturales, correcciones sintácticas, lenguaje inclusivo, una mejor definición de los conceptos y un modelo alternativo factorial.

Descriptores:
Adaptación Psicológica; Autotrascendencia; Enfermería Holística; Español; Espiritualidad; Estudios de Validación

ABSTRACT

Objectives:

the current study aimed to adapt the Self-Transcendence Scale (STS) to the Spanish context and analyse its psychometric properties.

Method:

the STS was administered to a general Spanish population of adults (i.e., older than 20 years; n = 116) through an online platform. The Psychological Well-Being (PWB) and the Functional Assessment of Chronic Illness Therapy - Spiritual Well-being - modified version for healthy people (FACIT-Sp-Non-Illness) scales were also applied in two moments separated by an interval of 15 days.

Results:

the results of the validation included the following statistics: α_t = 0.772 (test) and α_rt = 0.833 (retest); ICC = 0.278 (p = 0.097, intraclass) and 0.932 (p < 0.001, interclass); a Bland-Altman confirmation of the test/re-test (TRT) concordance; global content validity coefficient (S-CVI) = 0.92; r ₁ = 0.636 (PWB) and r ₂ = 0.687 (FACIT-Non-Illness; both p < 0.001); and three factors explained 42.3% of the variance. The STS showed positive apparent validity and feasibility.

Conclusions:

the Spanish version of the STS is valid for use in the general population, with updates relative to the Colombian version that include more natural wordings, syntactic corrections, inclusive language, a better definition of the concepts, and an alternative factor model.

Descriptors:
Psychological Adaptation; Self-Transcendence; Holistic Nursing; Spanish; Spirituality; Validation Studies

RESUMO

Objetivos:

o presente estudo teve como objetivo adaptar a Escala de Autotranscendência (Self-Transcendence Scale - STS) ao contexto espanhol e analisar as suas propriedades psicométricas.

Método:

a STS foi aplicada a uma amostra da população geral de espanhóis adultos (maiores de 20 anos de idade; n= 116) através de uma plataforma online. Também foram aplicadas as escalas de Bem Estar Psicológico (Psychological Well-Being-PWB) e Avaliação Funcional do Tratamento de Doenças Crônicas, Bem Estar Espiritual modificada para sujeitos saudáveis (Functional Assessment of Chronic Illness Therapy, Spiritual Well-being, modified version for healthy people-FACIT-Sp-Non-Illness) em dois momentos, com intervalo de 15 dias.

Resultados:

os resultados da validação incluem: α_t = 0,772 (teste) e α_rt = 0,833 (reteste); CCI = 0,278 (p = 0,097, intraclasse) e 0,932 (p < 0.001, interclasse); confirmação de concordância no teste-reteste (TRT) pelo método do Bland-Altman; coeficiente global de validade de conteúdo (CVC)= 0.92; r ₁ = 0,636 (PWB) and r ₂ = 0,687 (FACIT-Non-Illness; p < 0,001 em ambos); três fatores explicaram 42,3% da variância. A STS teve validade aparente e viabilidade positivas.

Conclusões:

a versão espanhola da STS é válida para uso na população geral, e traz atualizações em relação à versão colombiana, incluindo expressões mais naturais, correções sintáticas e linguísticas, melhor definição dos conceitos e um modelo fatorial alternativo.

Descritores:
Adaptação Psicológica; Auto-Transcendência; Enfermagem Holística; Espanhol; Espiritualidade; Estudos de Validação

Introducción

A lo largo del ciclo de vida, los seres humanos experimentan circunstancias que pueden desbordar sus recursos de afrontamiento, estableciendo así un proceso dinámico de adaptación que generará un nuevo estado de madurez por medio de una transformación personal. A través de este proceso, surge el concepto de autotrascendencia, que se entiende como la relación entre la personalidad y el comportamiento espiritual de un individuo; este concepto está asociado con la creatividad, la imaginación y la capacidad de aceptar la incertidumbre. El término también está relacionado con la vulnerabilidad, un concepto que alude a la conciencia que tiene la persona sobre su mortalidad.

En el campo de la enfermería, Pamela Reed ha tratado este tema en profundidad en su teoría de la autotrascendencia^1-2, que desarrolló a partir del modelo conceptual de Martha Rogers. Reed relaciona la autotrascendencia con la vulnerabilidad y el bienestar. La vulnerabilidad induce una mayor autotrascendencia y ésta, a su vez, un mayor bienestar. Cada uno de estos tres conceptos está regulado por factores mediadores personales y contextuales, que suponen el área donde la enfermería debe actuar. Reed define la autotrascendencia como la capacidad de la persona individual para expandir sus propios límites en las siguientes dimensiones: interpersonal (en relación con los demás), intrapersonal (en relación con la propia persona), transpersonal (en relación con una dimensión espiritual) y temporal (por la integración del pasado y el futuro para dar sentido al presente).

Reed presenta la autotrascendencia como una capacidad evolutiva que proporciona un propósito y significado a la existencia humana frente a los límites individuales y ambientales, que puede ser evaluada en un momento específico del ciclo de vida.

La STS se desarrolló en base a los Recursos para el Desarrollo de la Edad Adulta Tardía (DRLA, por sus siglas en inglés), teniendo en cuenta que un solo factor explicaba el 45.2% de la varianza. Se confirmó su validez de contenido revisando la literatura sobre la conceptualización del ciclo de vida del desarrollo humano y diversos estudios realizados con adultos mayores. En la versión original, se obtuvo una alfa de Cronbach (α) de 0,8, con variaciones en estudios posteriores. Se demuestra su validez de constructo mediante análisis de convergencia (bienestar) y divergencia (depresión).

La STS es actualmente una escala consolidada que ha sido traducida a diferentes idiomas como el coreano, sueco, persa o noruego^3-6; sin embargo, esta escala no ha sido adaptada al contexto español. Existe una referencia con respecto a una versión para adolescentes adaptada al contexto colombiano, aunque los artículos que se mencionan este estudio son manuscritos no publicados^7-8. Se encontró una adaptación y validación transcultural en el contexto colombiano⁹, y esta referencia es la única existente en el idioma español, que muestra una validez interna de α = 0,85.

La teoría de la autotrascendencia promueve un enfoque humanista de la enfermería dando prioridad al conjunto de habilidades que suscitan un proceso interno existente en los sistemas humanos complejos y entre los mismos. Su uso en España podría impulsar el comienzo de nuevas investigaciones que complementen esta visión. Por todos estos motivos, se consideró la oportunidad de una adaptación transcultural de la escala y su validación para futuros estudios relacionados con este tema.

El objetivo general de este estudio fue adaptar y validar la STS al contexto español. Los objetivos específicos fueron los siguientes: (a) traducir y adaptar culturalmente la STS utilizando el método de traducción/traducción inversa; (b) analizar la validez de apariencia y contenido a través de la consolidación por medio de un panel de expertos; y (c) realizar un estudio piloto para analizar las propiedades psicométricas de validez y fiabilidad.

Metodologia

Se realizó un estudio observacional descriptivo y transversal para la validación de instrumentos entre noviembre de 2016 y septiembre de 2017. Se especificaron los siguientes pasos: (i) adaptación transcultural; (ii) análisis de validez de contenido; (iii) viabilidad y cálculo de las propiedades psicométricas.

Dos traductores titulados nativos de habla hispana participaron en la traducción directa, y otros dos traductores nativos de habla inglesa en la traducción inversa. Se reservó un quinto traductor para posibles desacuerdos, siendo seleccionado utilizando el mismo criterio académico. Los traductores trabajaron independientemente y se les presentó el documento original para su traducción siguiendo las directrices de la Comisión Internacional de Tests (ITC, por sus siglas en inglés). Los resultados se enviaron para proceder a una revisión por pares ciegos con los siguientes preceptos: (a) máxima fidelidad a la escala original; (b) contexto cultural español; (c) objetivo: población general; (d) comprensible para un estudiante de 12 años¹⁰. La plataforma chatstep.com se usó para discutir las diferencias y llegar a un acuerdo. A lo largo del proceso, se siguieron las recomendaciones metodológicas sobre la adaptación transcultural de las escalas de evaluación^10-12.

La validez del contenido de la STS fue examinada por un grupo de 20 expertos. Los criterios de inclusión para participar en este panel fueron el hecho de ser graduados universitarios en enfermería o psicología, expertos en investigación y hablantes nativos de español. Los expertos recibieron el cuestionario por correo electrónico y (a) evaluaron la equivalencia conceptual entre la versión traducida y la original (sí/no); (b) ítem utilizando una escala de Likert de cuatro puntos (donde 1 representa “irrelevante” y 4 representa “altamente relevante”); y (c) proporcionaron sugerencias y comentarios. Se realizó un análisis de validez de contenido por medio del índice de validez de contenido a nivel de ítem (I-CVI, por sus siglas en inglés, con una validez adecuada ≥ 0,8 para cada ítem) y el S-CVI, donde la validez adecuada es ≥ 0,8 para la escala en su conjunto^13-14.

Finalmente, se estudió la viabilidad y las propiedades psicométricas del cuestionario. La escala se administró a una muestra de voluntarios que tenían 20 años o más. Este criterio fue verificado durante la administración de la escala, que se realizó por medio de la plataforma onlineencuesta.com, previa diseminación en las redes sociales y escuelas nacionales de enfermería, y mediante carteles promocionales en la universidad, y en los centros de salud y sociales de Alcalá de Henares en Madrid, España. Se siguieron dos criterios en relación al tamaño de la muestra: un mínimo de 50 casos o 5-10 individuos por ítem¹⁵, que implica un número mínimo de 75 casos (15 ítems).

La batería del cuestionario incluía la STS (una escala unidimensional de 15 ítems que mide el grado de autotrascendencia, puntuada mediante una escala Likert ascendente de cuatro puntos con una puntuación que oscila entre 15 y 60 puntos), la EBP (un instrumento de 29 ítems con seis dimensiones, evaluado con una escala Likert ascendente de seis puntos, con una consistencia interna de α = 0,84 [versión en español])¹⁶ y la escala FACIT-Sp-Non-Illness (un instrumento tridimensional de 12 ítems evaluado con una escala Likert de cinco puntos y con una consistencia interna de α = 0,87 [versión original])¹⁷. Además, se recogieron variables sociodemográficas (edad, sexo, estado civil, situación laboral, nivel educativo, número de hijos y comunidad autónoma), así como variables de control que registraron la presencia o ausencia de patología crónica, el estado de salud percibido, la hospitalización reciente y el nivel actual de preocupación.

Se estudió la viabilidad en base a los comentarios de los expertos y de los participantes sobre la escala, el tiempo para completarla y el número de respuestas incompletas. La fiabilidad se analizó utilizando el CCI, donde el valor adecuado es ≥ 0,70. Se analizó la fiabilidad del interobservador (donde el coeficiente de interclase considera a los participantes como observadores y a los ítems como objetos de valoración) y la del intraobservador (donde el de intraclase considera al investigador como observador y a las puntuaciones como objeto de valoración en dos momentos diferentes). Los participantes recibieron un correo días después de completar el cuestionario con un enlace al retest, que esta vez incluía una variable de control que determinaba si el participante había experimentado cambios importantes en su vida durante ese período. Se utilizó para realizar el análisis la prueba t de Student para muestras pareadas, el gráfico de Bland-Altman¹⁸ (que representa el promedio de cada par de valores de test y retest en un eje horizontal y la diferencia de cada par de valores en un eje vertical), y el gráfico de Kaplan -Meierr¹⁸ (que representa la diferencia absoluta entre pares de mediciones en un eje horizontal y la proporción [es decir, el número acumulado] de casos que son al menos iguales a cada una de las diferencias observadas en el eje vertical). El intervalo test-retest (TRT) debe ser adecuado para evitar el sesgo debido a cambios en el fenómeno estudiado (a largo plazo) o en base al recuerdo de las respuestas de la prueba (a corto plazo)¹⁹. Se consideró adecuado un intervalo de 15 días.

Se determinó la validez del criterio en base a la validez concurrente con las escalas EBP y FACIT-Sp-Non-Illness. Se examinó la correlación con la r de Pearson después de estandarizar las puntuaciones en forma de cociente (es decir, la puntuación obtenida dividida por la puntuación máxima posible) que se ordenaron para coincidir con las puntuaciones de la TRT de cada participante. Se examinó la validez de constructo mediante un análisis factorial exploratorio (AFE) y se corroboró mediante un análisis factorial confirmatorio (AFC). Se calcularon los siguientes índices de bondad de ajuste⁶: (a) chi-cuadrado (χ²), donde las puntuaciones más pequeñas indican mejores ajustes; (b) error cuadrático medio de aproximación (RMSEA por sus siglas en inglés), cuyo valor <0,05 indica un buen ajuste; (c) residuo cuadrático medio estandarizado (SRMR por sus siglas en inglés), cuyo valor <0,05 indica un buen ajuste; (d) índice de ajuste comparativo (IAC), cuyo valor ≥ 0,97 indica un buen ajuste; (e) índice de ajuste normado (IAN) e índice de ajuste no normado (IANN,), cuyos valores ≥ 0,90 y ≥ 0,95 indican un buen ajuste, respectivamente; e (f) índice de bondad de ajuste (IBA), con un valor recomendado de ≥ 0,90 e índice ajustado de bondad de ajuste (AGFI, por sus siglas en inglés) cuyo valor ≥ 0,85 muestra un buen ajuste. Como criterio de relevancia de un análisis factorial²⁰, se realizó la prueba de esfericidad de Bartlett (de acuerdo con un determinado valor p) y la prueba de Kaiser-Meyer-Olkin (significativa si KMO > 0,6). Se estudió la consistencia interna utilizando el coeficiente alfa de Cronbach (α ≥ 0,70).

Los análisis estadísticos se realizaron con los paquetes estadísticos “R Commander”, “irr”, “psych”, “RCmdrPlugin.Survival” y “RCmdrPlugin.FactoMineR” utilizando el software R, versión 3.4.1. El gráfico de Bland-Altman se construyó utilizando Epidat, versión 4.2. Se estableció un nivel de significación de p ≤ 0,05.

De acuerdo con la legislación actual sobre investigación humana, se solicitó el permiso de los participantes por medio del consentimiento informado, que se introdujo en la plataforma en línea. Se programó una secuencia lógica para continuar sólo en el caso de que los participantes hubieran leído las condiciones y dado su consentimiento; de lo contrario, el usuario era automáticamente redirigido fuera del cuestionario, terminando la intervención. Además, la Comisión Deontológica de la Universidad Jaume I presentó un informe favorable del proyecto de investigación y se solicitó permiso a todos los autores de las escalas utilizadas. De acuerdo con la legislación española sobre protección de datos personales, se registró un archivo para este estudio con la posibilidad de acceso, modificación o cancelación de los datos por parte de los participantes. Los datos fueron archivados y resguardados por el investigador principal, siendo encriptados en un archivo zip. Los autores no tienen conflictos de interés sobre los que informar.

Resultados

Dos traductores nativos de habla hispana tradujeron la escala después de acordar las siguientes pautas: (a) se debe usar un verbo indicativo presente en lugar de un gerundio, (b) el tratamiento de cortesía debe reemplazar al tratamiento informal, (c) se debe usar lenguaje inclusivo, (d) se debe respetar la escala original de valoración de ítems, y (e) se pueden hacer modificaciones específicas bajo la premisa: “la traducción no es una ciencia exacta” (nota literal del debate entre los traductores). Un verbo en tiempo presente “interpela al receptor de forma operativa para este tipo de texto” (nota literal). En la traducción inversa, fue necesario usar el quinto traductor. Hubo desacuerdo en los siguientes pares: (a) ítem 9, yearning/keen; (b) ítem 10, move on/succeed; (c) ítem 12, meaningful/make sense; (d) ítem 13, when necessary/if I were unable; y (e) ítem 15, old baggage/past worries. Se contactó con la autora de la escala, que validó todas las traducciones, excepto el ítem 10.

De los 20 expertos que aceptaron colaborar, uno decidió no evaluar la relevancia de los ítems al no considerarse a sí mismo “experto”; en consecuencia, esta persona sólo participó en la sesión de equivalencia conceptual, en la que sólo los ítems 10 y 15 obtuvieron puntuaciones bajas (0,750 y 0,736). En base a los comentarios de los expertos y de los participantes, las observaciones más frecuentes sugirieron (a) revisar el concepto de “creencias espirituales” porque conduce a confusión; (b) reforzar la idea de proceso (adaptación dinámica); (c) revisar la traducción del ítem 10 (difuso); (d) revisar la proporcionalidad de la escala de valoración de ítems; y (e) evaluar las sugerencias concretas de traducción. Se consultó a los traductores directos, y de acuerdo con los criterios de la autora, se modificó el ítem 10 y se consolidó la traducción siguiendo las sugerencias proporcionadas por los expertos (por ejemplo, “condición física” reemplazó “capacidades físicas” y “a medida que me hago mayor” reemplazó “a medida que envejezco”, entre otros cambios). Por lo tanto, se obtuvo la versión definitiva con la cual se realizó el análisis de validez de contenido; los resultados se muestran en la Tabla 1.

Tabla 1
Índices de validez de contenido por elemento y puntuaciones globales. Alcalá, Madrid, España, 2017

	I-CVI*	Pc†	κ‡	S-CVI§
i.1║	0,9473	3,6239E-05	0,9473	-
i.2	1	1,9073E-06	1	-
i.3	0,8947	0,0013	0,8945	-
i.4	0,9473	3,62396E-05	0,9473	-
i.5	1	1,90735E-06	1	-
i.6	0,8947	0,0013	0,8945	-
i.7	0,9473	3,62396E-05	0,9473	-
i.8	1	1,90735E-06	1	-
i.9	0,8947	0,0013	0,8945	-
I 10	0,8421	0,0665	0,8308	-
i.11	1	1,90735E-06	1	-
i.12	0,8421	0,0665	0,8308	-
i.13	0,9473	3,62396E-05	0,9473	-
i.14	0,8421	0,0665	0,8308	-
i.15	0,8333	0,1120	0,8122	-
Media	0,92	0,02	0,91	0,92
IC 95%¶	0,88 - 0,95	0,00 - 0,04	0,88 - 0,95	0,88 - 0,95
Versión colombiana	-	-	0,86	0,97

• *I-CVI - Índice de validez de contenido a nivel de elemento; †Pc: Probabilidad de Acuerdo Casual; ‡κ - Coeficiente Kappa modificado designando el Acuerdo de Relevancia; §S-CVI - Índice global de validez de contenido; ║i.1-15 - Ítems 1-15; ¶IC 95%: intervalos de confianza del 95%

Se reclutó una muestra de 138 participantes. De estos participantes, dos no cumplieron con los criterios de selección (menores de 20 años de edad) y uno no aceptó participar. Un total de 116 participantes completaron el cuestionario; de estos, 66 aceptaron realizar la reprueba y 65 la completaron. La muestra se compuso de 90 mujeres (77,59%) y 26 hombres (22,41%). La edad media de las mujeres fue de 39,71 años (IC 95% = 30,81 - 41,26), y la de los hombres 43,38 años (IC 95% = 41,83 - 52,28). Los otros datos de la estadística descriptiva se muestran en la Tabla 2.

Tabla 2
Estadística descriptiva: Principales variables sociodemográficas (n = 116). Alcalá, Madrid, España, 2017

	H*	%	M†	%	Total	%
Estado civil
Casado/a	11	9,5	28	24,1	39	33,6
Divorciado/a	2	1,7	12	10,3	14	12,1
Unión de hecho	0	0,0	11	9,5	11	9,5
Soltero/a	13	11,2	36	31,0	49	42,2
Viudo/a	0	0,0	3	2,6	3	2,6
Nivel de educación‡
Ninguno	0	0,0	0	0,0	0	0,0
Primario	2	1,7	4	3,5	6	5,2
Secundario	5	4,3	10	8,7	15	13,0
Universidad	18	15,7	76	66,1	94	81,7
Situación laboral§
Desempleado/a	1	0,9	9	8,0	10	8,8
Estudiante	3	2,7	13	11,5	16	14,2
Jubilado/a	1	0,9	2	1,8	3	2,7
Trabajador activo	21	18,6	62	54,9	83	73,5
Desempleo de larga duración	0	0,0	1	0,9	1	0,9
Número de hijos║
0	11	9,6	50	43,9	16	53,5
1	4	3,5	13	11,4	17	14,9
2	9	7,9	17	14,9	26	22,8
3	1	0,9	8	7,0	9	7,9
> 3	1	0,9	0	0,0	1	0,9
Enfermedad crónica¶
Sí	7	6,1	28	24,3	35	30,4
No	19	16,5	61	53,0	80	69,6
Hospitalizaciones
Sí	2	1,7	16	13,8	18	15,5
No	24	20,7	74	63,8	98	84,5
Edad media**	43,3	(41,83-52,28)	39,7	(30,81-41,26)	40,5	(38,11-42,95)

• *H - Hombres; †M - Mujeres; ‡1 valor ausente; ║2 valores ausentes; §3 valores ausentes; ¶1 valor ausente; **se muestran los IC 95%

Tabla 3
Índices de bondad de ajuste para los modelos de factores resultantes. Alcalá, Madrid, España, 2017

	Cuatro factores*	Tres factores †	Dos factores ‡	Un factor §
χ2║ p ¶ gl**	111,537 0,023 84	111,673 0,038 87	117,577 0,022 89	152,377 <0,001 90
IBA ††	0,896	0,896	0,891	0,854
AGFI ‡‡	0,852	0,857	0,853	0,806
RMSEA §§	0,053	0,049	0,053	0,077
IAN ║║	0,707	0,707	0,691	0,600
IANN ¶¶	0,875	0,892	0,878	0,736
IAC***	0,900	0,910	0,896	0,774
SRMR †††	0,069	0,068	0,071	0,837

• *Modelo de cuatro factores (F1: ítems 3, 6, 8 y 9; F2: 11,12 y 5; F3: 1,2,4,7 y 14; F4: 10,13, y15); †Modelo de tres factores (F1: 3,6,8 y 9; F2: 11 y 12; F3: 1,2,4,5,7,10,13,14, y 15); ‡Modelo de dos factores (F1: 3,6,8 y 9; F2: 1,2,4,5,7,10,11,12,13,14, y 15); §Modelo de un factor (F1: 1,2,3,4,5,6,7,8,9,10,11,12,13,14, y 15); ║χ2 - Chi- cuadrado; ¶p - significación estadística χ2; **gl - grados de libertad

Todas las correlaciones que se obtuvieron entre los pares de las escalas presentaron valores significativos (p <0,001). La mayor correlación fue entre las escalas FACIT-Sp-Non-Illness y EBP, con r = 0,70. La STS se correlacionó moderada y positivamente con las escalas anteriores (r = 0,68 y 0,63, respectivamente). La STS mostró una puntuación media más alta para n = 65 (esta muestra incluye a los 65 participantes que completaron las partes de test y retest), con una media de 0,86 (0,65 para las escalas FACIT-Sp-Non-Illness y EBP).

Con respecto a la fiabilidad, cuando las puntuaciones de la TRT se consideraron el objeto y el investigador se consideró el observador, el CCI fue 0,278 (p = 0,0972, IC 95% = -0,183-0,56). La fiabilidad interobservador fue 0,932 (p <0,001, IC 95% = 0,891 - 0,963). La prueba t de Student para muestras pareadas alcanzó un valor p de 0,533, con un valor estimado de 0,008 (IC 95% = -0,017 - 0,034). Se obtuvo una explicación gráfica de la concordancia de la TRT usando los métodos de Bland-Altman y Kaplan-Meier, representados en las Figuras 1 y 2. El primero muestra que todas las puntuaciones se encuentran dentro de los intervalos de confianza del 95%, excepto cuatro que muestran altas diferencias de aunque se encuentran dentro de los intervalos de confianza del 95%. El segundo añade que la probabilidad de discordancia disminuye a medida que aumenta la diferencia de la TRT.

Figura 1
Gráfico de Bland-Altman del análisis de acuerdo de la TRT^†

Figura 2
Curva de Kaplan-Meier del análisis de acuerdo de la TRT*

La prueba de esfericidad de Bartlett alcanzó un resultado de χ² = 359,625, gl = 1.050 yp <0,001, y el valor de Kaiser-Meyer-Olkin, un resultado de 0,720. Las dos confirmaron que el análisis factorial era oportuno. En el AFE, se realizaron varias extracciones porque fueron posibles los modelos de uno, dos, tres y cuatro factores (utilizando valores propios > 1 y cargas factoriales > 0,30). Sin embargo, sus valores p (H₀:x son factores suficientes) sólo fueron significativos en el modelo de un factor (p = 0,0002) y el modelo de dos factores, aunque el umbral de significación se superó ligeramente (p = 0,0545). Al comparar las cargas factoriales de la matriz original con las de las rotaciones varimax y promax, los ítems 3, 6, 8 y 9 constituyeron un factor independiente en todos los modelos, al igual que los ítems 11 y 12. La composición de los modelos se muestra en las Tabla 3, que también muestran los valores propios del modelo de cuatro factores sin rotación y con las rotaciones varimax y promax. La varianza explicada acumulada disminuyó con el número de factores (desde el 41,4% con cuatro factores hasta el 21% con un factor), a diferencia del parámetro chi-cuadrado (χ²) que aumentó de 55,83 con cuatro factores a 143,69 con un factor. El ajuste individual de los ítems a cada factor (R ₂) reveló un mejor ajuste global para el modelo de tres factores, seguido de los modelos de dos, cuatro y un factor, en ese orden. Al menos un factor se correlacionó negativamente en todos los modelos, con valores progresivamente más altos a medida que disminuía el número de factores extraídos (desde -0,26 en el modelo de cuatro factores a -0,46 en el modelo de dos factores). El AFC agregó índices de bondad de ajuste a todos los modelos (Tabla 3). El coeficiente α de Cronbach de la TRT proporcionó los siguientes resultados: α_t = 0,772 (0,785 estandarizado) y α_rt = 0,833 (0,844 estandarizado). Se observó una variación en α al eliminar cada ítem. Al eliminar el ítem 12 test, α_t aumentó a 0,783 (0,783), mientras que, sin este ítem, permaneció por debajo del valor inicial. El mismo caso ocurrió en el retest, aumentando α_rt a 0,840 (0,841).

Se obtuvieron los siguientes resultados de viabilidad: el 4% del total de participantes realizó comentarios sobre la escala, centrándose principalmente en el concepto de “creencias espirituales” y la desproporcionalidad de la escala de valoración de ítems. El tiempo medio de finalización fue de 13,090 minutos (p <0,001, IC 95% = 11,771 - 14,410), incluido el proceso completo de cumplimentación. Faltaban seis observaciones en las tres escalas en la fase de prueba (0,09%) y cinco en la fase de reprueba (0,07%). Con respecto a la STS, faltaba una observación en las fases de prueba (0,01%) y otra en la de reprueba (0,1%). De las 138 personas que accedieron a la plataforma, 22 (15,94%) no completaron los cuestionarios ni el resto de la información obligatoria.

Discusión

Algunos de los expertos en este estudio realizaron comentarios sobre el debate respecto a la traducción de la construcción sintáctica de los ítems que necesitaron un ajuste por esa razón (es decir, los ítems 2, 4, 5 y 15). Sin embargo, mantener todos los ítems en forma de gerundio implicaba que la persona que respondía al cuestionario no se viera a sí misma en el momento presente, sino fuera del marco espacio-tiempo. Reed desarrolló los ítems para evitar los prejuicios con personas sanas y medir la capacidad de encontrar bienestar por medio de recursos cognitivos, creativos, sociales, espirituales e introspectivos. Según su teoría, la autotrascendencia es una fluctuación multidimensional de los límites personales, que es independiente del estado de salud. La persona puede encontrarse a sí misma antes, durante o después de uno o varios procesos de adaptación. Esta escala intenta medir el punto de vista de la persona en ese momento de la vida y no durante un momento hipotético de reflexión definido como una abstracción. Por lo tanto, se necesitaba un equilibrio entre la trascendencia y la inmanencia para abordar de forma natural un proceso. Por ejemplo, en el caso de una persona que está postrada en cama y en respuesta al elemento 1, tener pasatiempos es adecuado, pero no responde a la realidad; sin embargo, “tengo pasatiempos o intereses de los cuales disfruto” indica que, ya sea activa o pasivamente (aquí interviene la atención de enfermería), la persona realmente disfruta de ciertas actividades. Este cambio crea una diferencia significativa al puntuar la escala. No es tan sólo un proceso de abstracción sino una adaptación cognitiva, de experiencia y multidimensional.

Los expertos y participantes también mencionaron la necesidad de aclarar las “creencias espirituales” (ítem 12). Consideramos que es necesario discriminar entre espiritualidad y religiosidad a la luz de la situación religiosa en España. De acuerdo con el último barómetro del Centro de Investigación Sociológica (CIS), julio de 2017²¹, el 68.8% de los encuestados (n = 2.490) se consideran católicos; sin embargo, el 58.9% de los creyentes (n = 1.771) no son practicantes. La adaptación de la escala no pretende ajustarse a una situación confesional sino a la intención de la autora. La creación de instrumentos para medir la espiritualidad en el campo de la salud ha generado controversia, y la tendencia durante años ha sido separar ambos conceptos¹⁷. La espiritualidad ha ampliado sus dimensiones, relacionadas con la trascendencia, así como con la búsqueda del propósito y significado de la vida, algo que es individual y nace de la persona. Por otro lado, la religión se considera una participación en creencias dogmáticas, institucionalizadas y sancionadoras, así como en actividades de grupos con un modo particular de vivir la fe¹⁷. Por lo tanto, se consideró justificado el uso de “creencias espirituales”; el problema es de interpretación y no de falta de definición. Este asunto continúa siendo la causa de discrepancias a nivel social y no siempre es bien recibido; en concreto, provocó ciertos comentarios fuera de lugar durante la promoción de este estudio, lo que muestra que este tema no puede considerarse completamente asimilado.

La desproporción en los intervalos de la escala de valoración de ítems se discutió con la autora, quien respondió que su intención era anclar los valores de forma equidistante y permitir evaluaciones subjetivas al puntuar. La autora aprobó la escala propuesta en el estudio actual y propuso una opción alternativa para mostrar sólo los extremos (nada, mucho) con dos opciones intermedias sin valor. Los traductores decidieron respetar la estructura original de la autora por razones psicométricas. Si existe una interpretación común, entonces se entiende que los resultados deberían ser igualmente proporcionales.

La escala resultante obtuvo una buena calificación. Aunque el α de Cronbach no fue excelente, estuvo dentro del rango de valores de las versiones citadas en la introducción (0,77 - 0,83). El conflicto con el ítem 12 (creencias espirituales) se podría explicar por la dificultad de discriminar la espiritualidad y la religión en un solo ítem. En cualquier caso, los aumentos en α_t y α_rt al eliminar este ítem despreciables como para modificar el grado de consistencia interna (diferencia de medias = -0,009; p = 0,139, IC 95% = -0,034 - 0,016). La comparación de estos resultados con los ítems que contienen este concepto en la escala FACIT-Sp-Non-Illness reveló una diferencia promedio de -0,006 (p = 0,106, IC 95% = -0,015-0,001). Los resultados de ambas escalas seguían la misma dirección, lo que muestra que la relación entre este ítem y la escala no es anómala. Con respecto a las fiabilidades interobservador e intraobservador, el primer coeficiente fue 0,932, lo que indica un acuerdo satisfactorio entre los participantes y que la variabilidad se debe a las diferencias entre los mismos. El último CCI fue 0,278, lo que puede interpretarse como (a) una baja concordancia entre las puntuaciones de la TRT, (b) no fiabilidad de la medida del instrumento, o (c) que este acuerdo se debe parcialmente al azar. Como tal, se debe considerar la limitación en el tamaño de la muestra. Al interpretar los valores del CCI, cualquier clasificación es subjetiva¹⁸. En este caso, la STS podría no ser un instrumento preciso y estas diferencias no pueden evaluarse de manera exacta. No encontramos ninguna referencia para graduar las puntuaciones de la escala y así investigar el grado de desviación; por lo tanto, se desarrolló una valoración alternativa dividiendo la puntuación máxima por 10 (base 10). El resultado fue seis puntos; por lo tanto, una diferencia de un grado equivale a seis puntos (0,10 expresado como fracción). La desviación estándar de las diferencias de medias, indicadas en el gráfico de Bland-Altman, es 0,105 (aproximadamente seis puntos), y los intervalos de confianza son 0,20 (12 puntos). Por lo tanto, la desviación de las puntuaciones no es alta (menos de dos grados o del 20%), y se encuentra dentro de los intervalos de confianza. Este hallazgo también se muestra en la curva de Kaplan-Meier, que indica que la probabilidad de que la diferencia sea de un grado (0,10 o seis puntos) es aproximadamente de 0,3 (30%). Además, al aumentar esa diferencia (> 0,10), la probabilidad de discordancia se reduce progresivamente hasta llegar a cero. La validez aparente fue notable, y la significación general del instrumento, representada por S-CVI, fue de 0,92 (IC 95% = 0,88 - 0,95), lo que indica una alta validez. Las correlaciones con las escalas de referencia mostraron valores p altamente significativos para una correlación moderada; sin embargo, el tamaño de la muestra no es grande, y las tres escalas comparten factores, pero no miden los mismos conceptos. Las medidas de ajuste del AFC determinaron mejores resultados para el modelo de tres factores lo cual no coincide con la base teórica que establece que la escala es unidimensional. Otros estudios también han observado diferencias: la versión coreana³ reveló cuatro factores; la versión persa⁵ dos factores y un estudio noruego que investigó la naturaleza multifactorial de la escala⁶ mostró que el modelo que mejor se ajustaba era el de dos factores. Los resultados en nuestro caso también sugieren que se revelan dos factores principales: el contenido de los ítems 11 y 12 se refiere a una dimensión transpersonal, mientras que el de los ítems 3, 6, 8 y 9 se refiere claramente a una dimensión social. Los ítems restantes comprenden un bloque que mezcla facetas intrapersonales y temporales. El elemento 1, que inicialmente se cargó con el mismo factor que los ítems 11 y 12, se vio forzado a pasar al factor de dimensión intrapersonal para adaptar mejor el modelo a la teoría, proporcionando mejores resultados en el AFC. Por lo tanto, se mantuvo la modificación. Aunque no coincide con las cuatro dimensiones teóricas, el modelo de tres factores fue el más estable.

El tamaño final de la muestra se vio afectado por una limitación de tiempo, lo que pone en riesgo la generalización de los resultados, aunque sean estadísticamente significativos. Otras limitaciones son inherentes a este tipo de estudio, que incluyen (a) el diseño metodológico en sí mismo (es decir, el uso de Internet como medio para completar los cuestionarios favorece el sesgo de selección); (b) que numerosos participantes eran estudiantes universitarios porque el entorno de promoción era cercano al investigador (posible sesgo de selección); (c) la dificultad de establecer un intervalo ajustado de la TRT (posible sesgo de memoria), y (d) desconocer las causas de la no cumplimentación de los cuestionarios o la reprueba (posible sesgo de información). Además, no había muchos voluntarios disponibles para ser seleccionados como traductores y expertos. Aunque la metodología sugirió que se utilizaran traductores bilingües y biculturales para ambas fases¹², esto sólo fue posible para la traducción inversa; sin embargo, este criterio sólo se recomienda, sin que sea considerado esencial.

La versión de referencia colombiana⁹ mostró resultados similares, con diferencias en la estructura factorial (un solo factor explicó el 36,8% de la varianza).

Conclusiones

Los resultados de este estudio justifican la validez y aplicabilidad de esta escala en España. Aunque esta línea de investigación debe ser continuada con los ajustes adecuados, concluimos que ya existe un punto de partida, lo que implica que se ha cumplido el objetivo de la investigación (elaborar la versión en español de la STS).

En comparación con la versión colombiana, las variaciones aportadas constituyen un cambio significativo, motivado por el análisis crítico de esta adaptación transcultural. Sin tener en cuenta estas diferencias, esta nueva versión ofrece las siguientes mejoras: (a) una escritura más natural y fluida, (b) mayor corrección sintáctica, (c) el uso de un lenguaje inclusivo, (d) una población objetivo extendida, (e) una definición conceptual mayor, y (f) un modelo alternativo factorial. Debe mantenerse un equilibrio dinámico para permitir la mejora de sus propiedades psicométricas, que siguen siendo relevantes.

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  Artículo parte de la disertación de maestría “Adaptación transcultural y validación de la escala de autotrascendencia de Pamela G. Reed al contexto español”, presentada en la Universitat Jaume I, Castellón, Comunidad Valenciana, España.

Fechas de Publicación

• Publicación en esta colección
  2018

Histórico

• Recibido
  20 Abr 2018
• Acepto
  01 Ago 2018