INTRODUCCIÓN

La Teoría de la Conducta Planeada (TCP) es un modelo para explicar el cambio de comportamiento sexual y reducir el riesgo de infección por VIH (^{Fisher y Fisher, 2000}; ^{Albarracín, Johnson, Fishbein y Muellerleile, 2001}; ^{Albarracín, Kumkale y Johnson, 2004}; ^{Andrew et al., 2016}; ^{Lugoe y Rise, 1999}). El precedente de la TCP es la Teoría de la Acción Razonda (TAR) que postula que las actitudes hacia el condón (^{Teye-Kwadjo, Kagee y Swart, 2017}) y las normas subjetivas (^{Mpeta, Moroke y Gabaitiri, 2021}). determinarán la intención de utilizarlo (^{Gomes y Nunes, 2018}); y la intención, predecirá directamente, el uso del preservativo (^{Albarracín et al., 2001}; ^{Appiah, Tenkorang y Maticka-Tyndale, 2017}).

Al incorporar el “control conductual percibido” a la TAR, ésta fue reconceptualizada como TCP (^{Fisher y Fisher, 2000}). Esta variable permite predecir comportamientos que no están bajo control voluntario; principalmente en circunstancias donde existen restricciones para la acción y la intención resulta insuficiente para predecir el comportamiento (^{Armitage y Conner, 2001}). El control percibido, a veces homologado con la autoeficacia (^{Armitage y Conner, 2001}; ^{Espada et al., 2016}), es la valoración sobre la facilidad/dificultad para usar el condón; y refleja la creencia de control que posee para desempeñar este comportamiento (Fisher y Fisher, 2000; ^{Albarracín et al., 2004}; ^{Barlett, 2019}). Esta variable podría incidir sobre la conducta de usar preservativo indirectamente, a través de la intención conductual, o de manera directa sobre el comportamiento de interés (cf. ^{Albarracín et al., 2001}; ^{Albarracín et al., 2004}; ^{Appiah et al., 2017}).

Si bien existen estudios que demuestran la consistencia de la TCP para predecir el uso del condón (^{Albarracín et al., 2001}; ^{Albarracín et al., 2004}; ^{Gomes y Nunes, 2018}; ^{Gredig et al., 2006}) no siempre el análisis de senderos del modelo se ajusta como lo sugiere la teoría. La Tabla 1 presenta, algunos estudios que han mostrado esta inconsistencia entre los predictores que conforman la TCP en diferentes culturas.

Tabla 1 Congruencia (✓) e incongruencia (✕) de los predictores que sugiere la TCP en diferentes culturas. 

Nota: A-I: Actitudes que predicen Intención; NS-I: Norma Subjetiva que predice la Intención; CCP-I: Control Conductual Percibido que predice la Intención; CCP-CUC: : Control Conductual Percibido que predice el Uso del Condón; I-UC: Intención que predice Control Conductual Percibido; † En el estudio no se probó esta asociación causal; †† Se debe de considerar que este estudio, a diferencia del resto que se presentan en la tabla, fue de naturaleza longitudinal; ††† La variable criterio en el modelo de predicción fue la intención de usar condón, pero no se probaron los predictores para la conducta de usar preservativo; ✓*Solo se probó la asociación entre variables pero no una relación lineal, y solo fue significativo para parejas ocasionales y no estables.

La heterogeneidad de resultados, ha llevado a cuestionar la consistencia de la TCP y a sugerir su refinamiento (^{Teye-Kwadjo et al., 2017}) de acuerdo con el contexto cultural. Así, se conoce con mayor precisión cómo funciona la TCP en el contexto norteamericano, que es el nicho cultural del modelo; pero se sabe poco sobre como ajusta en otros grupos culturales, como los latinos. Esto es evidente en los metaanálisis de ^{Albarracín et al. (2001}), ^{Albarracín et al. (2004}) y ^{Tyson, Covey y Rosenthal (2014}) quienes encontraron respectivamente, 2 de 42 investigaciones; 4 de 58 estudios; y 2 de 33 artículos donde se probaba el ajuste del modelo con muestras latinas.

Estos resultados denotan que se sabe poco sobre cómo ajusta la TCP para explicar y predecir la conducta de usar condón en los grupos latinos; lo que genera preguntas sobre la validez cultural del modelo (cf. ^{Sternberg, 2004}). La revisión de ^{Hardin, Robitschek, Flores, Navarro y Ashton (2014}) muestra que, en los estudios empíricos, se suele trabajar con el ajuste cultural de las escalas para que éstas puedan ser utilizadas en diferentes grupos culturales, pero se ha avanzado poco en el trabajo para determinar la relevancia, equivalencia y validez cultural de las teorías. Así, ^{Wang (2016}) sugiere validar empíricamente el modelo en grupos culturales diferentes, para determinar las discrepancias y semejanzas inter grupales, es decir, probar la teoría e hipótesis fuera del grupo habitual de participantes, con el objetivo de determinar el ajuste del modelo independientemente de la cultura.

Para poner a prueba la validez cultural del modelo, es necesario demarcar grupos de interés; ^{Yates y de Oliveira (2016}) señalan que características como la raza, el género, el lugar geográfico o nacionalidad son indicadores de la cultura en la medida, en la cual, las personas que comparten ciertas características, probablemente participan en procesos culturales similares; y sugieren que para poder identificar, con mayor facilidad, las diferencias intra grupales al evaluar un modelo, es importante considerar la divergencia entre los colectivos, como por ejemplo, contraste entre poblaciones del Este-Oeste o Norte-Sur -por ejemplo, México-Argentina-. Dadas las consideraciones expuestas, el objetivo del presente estudio fue evaluar las relaciones causales entre las variables que propone la TCP para determinar si éstas predicen el uso consistente del condón en dos grupos de mujeres latinas e identificar las semejanzas inter grupales en ambos colectivos y las discrepancias con lo que propone el modelo para la población norteamericana.

MÉTODO

Participantes

Los criterios de inclusión a la muestra fueron: a) ser de nacionalidad mexicana o argentina, b) tener entre 18 y 26 años, c) estar matriculado en la Universidad Nacional Autónoma de México (UNAM) o la Universidad de Buenos Aires (UBA), d) haber tenido alguna vez relaciones sexuales con penetración vaginal/anal; y e) ser mujer; dado que los valores predictivos de las variables de la TCP son diferenciales por sexo (^{Albarracín et al., 2004}), se buscó controlar esta variable a través de la inclusión de un solo sexo. Los criterios de exclusión fueron: a) informar algún impedimento para no participar, b) no firmar el consentimiento informado, y c) contestar menos del 80% de la evaluación.

El tamaño de la muestra se estimó a través del ^{software G*Power} v. 3.1 con los siguientes parámetros: I) α=0.05, II) 1-β=0.95; III) f²=0.20; y IV) cinco predictores incluidos en la especificación del modelo. El tamaño de la muestra estimado fue de 105 participantes; pero, para compensar los casos perdidos se buscó incrementar el tamaño de n.

A través de un muestreo no probabilístico, por conveniencia (^{Andrade, 2020}), se conformó un grupo de estudiantes matriculadas en la UBA (n₁= 146); por otro lado, a través de un muestreo aleatorio estratificado (^{Elfil y Negida, 2017}) se seleccionaron aleatoriamente, de 16 carreras, de una de las Facultades de la UNAM, el 15% de los grupos (n₂= 1552); sin embargo, para homologar el tamaño de n₁ se eligieron por medio del SPPS v. 26, un total de 146 casos de manera aleatoria. Solamente 99 participantes en n₁ y 117 en n₂ cumplieron con los criterios de inclusión a la muestra. Para determinar la equivalencia de las muestras (n₁ y n₂), se realizaron pruebas de contraste entre las variables sociodemográfica (Tabla 2). Las características sociodemográficas de las muestras se exponen en la Tabla 2.

Tabla 2 Datos sociodemográficos de la muestra por nacionalidad 

Nota: *Diferencias estadísticamente significativas entre grupos.

RESULTADOS

Se contrastaron los promedios de todas las variables por nacionalidad. La Tabla 3 muestra que los grupos difieren significativamente en la consistencia del uso del preservativo, la intención de usar condón y la norma subjetiva de los padres. Los promedios del resto de las variables que conforman la TCP fueron similares en ambos grupos, no encontrándose diferencias estadísticamente significativas entre mexicanas y argentinas.

Tabla 3 Distribución de datos y promedios obtenidos en las variables por nacionalidad. 

Nota: Z _Asim = Puntuaciones estandarizadas de la asimetría después de la transformación inversa del cuantil muestral. Z _Curt = Puntuaciones estandarizadas de la curtosis después de la transformación inversa del cuantil muestral. * Se asume el supuesto de homogeneidad de varianza ( p > .05 Prueba de Levene).

Previo a la estimación de la regresión lineal múltiple, es necesario garantizar la distribución normal de las variables (^{Krzywinski y Altman, 2015}). En la Tabla 3 se observa que la mayor parte de las variables no tienen una distribución normal dado que los estadísticos se encuentran fuera del rango ± 1.96 (^{Mishra et al., 2019}). La prueba S-K corroboró estos resultados (p ≤ .05). Por tanto, se utilizó una transformación inversa del cuantil muestral a través de rangos fraccionales, con el propósito de aproximarse a los puntajes normales esperados (^{Beasley, Erickson y Allison, 2009}). En la Tabla 4; se muestran estos valores ajustados, favoreciendo, en algunos casos, la distribución normal de los datos. Posteriormente, se evaluó la relación entre variables como un criterio previo al análisis de regresión lineal múltiple (Krzywinski y Altman, 2015). La Tabla 4 muestran los valores de la correlación y su nivel de significancia.

Tabla 4 Matriz de correlación entre las variables que conforman la TCP en mujeres mexicanas y argentinas. 

Nota: * p .001. Z _Asim = Puntuaciones estandarizadas de la asimetría después de la transformación inversa del cuantil muestral. Z _Curt = Puntuaciones estandarizadas de la curtosis después de la transformación inversa del cuantil muestral.

Confirmadas las correlaciones sugeridas por la TCP, se estimó un análisis de regresión lineal múltiple por pasos. En la Tabla 5, en el bloque I, se muestra que el mejor predictor de la consistencia del uso del condón es la intención de utilizarlo (modelo I), tanto en mexicanas (β_z=0.57, R²=0.33) como en argentinas (β_z=0.56, R²=0.31). Los valores de t para el modelo II, muestran que el control conductual percibido para usar condón, en ambos grupos, no resultó ser un predictor significativo en la explicación de la consistencia del uso del preservativo (p > 0.05).

Tabla 5 Resultados de la regresión lineal múltiple por pasos en la predicción del uso consistente del condón en mujeres mexicanas y argentinas. 

Nota: LI = Límite Inferior. LS = Límite Superior. FIV = Factor de Inflación de la Varianza. *p .001.

Respecto a los predictores de la intención de usar preservativo (bloque II), en el caso de las mujeres mexicanas, el control conductual percibido (modelo I) explicó el 44.0% de la varianza (β_z=0.66). Al incluir las actitudes hacia el uso del preservativo (β_z=0.24) junto con el control conductual percibido (β_z=0.56) en el modelo II (R²=0.48), la varianza explicada se incrementó en 4.0% (ΔR²). Finalmente, el modelo III explica el 54.0% de la varianza de la intención de usar preservativo a través del control conductual percibido (β_z=0.51), las actitudes hacia el condón (β_z=0.20) y la norma subjetiva de amigos (β_z=0.23) que en conjunto incrementan la varianza explicada en 10.0% (ΔR²) respecto al modelo I; y 6.0% (ΔR²) sobre el modelo II. Según los valores del FIV (^{Kim, 2019}) y tolerancia (^{Marcoulides y Raykov, 2019}), en los modelos estimados no se encontraron problemas de multicolinealidad, salvo en el control conductual percibido como predictor directo de la intención. Sin embargo, existe autocorrelación positiva de los residuos en el bloque I-modelo I (cf. ^{Chen, 2016}), aunque los valores del bloque II-modelo III son adecuados para asumir la independencia de los errores (^{Vilà, Torrado y Reguant, 2019}) según la prueba Durbin-Watson (D-W). La norma subjetiva de padres, fue eliminada en el bloque II; dado que no contribuyó con la varianza explicada de la intención de usar condón.

En la Tabla 5 también se muestran los predictores del uso del condón y la intención para usarlo en las mujeres argentinas. En el bloque I, se muestra que la intención (Modelo I) predice el uso del preservativo (R²=.31); la inclusión del control conductual percibido (Modelo II) contribuye solamente con un incremento del 2.00% en la varianza (ΔR²). En el bloque II, modelo I, se muestra que el control conductual percibido (β_z=0.52) explica el 27.0% de la varianza de la intención de usar condón. En el modelo II, además del control conductual percibido (β_z=0.47), se incluyó la norma subjetiva de amigos (β_z=0.21), ambas variables explican el 31.0% de la varianza, es decir, 4.00% (ΔR²) más que el modelo I. No se encontró multicolinealidad según el FIV y tolerancia (^{Kim, 2019}; ^{Marcoulides y Raykov, 2019}); pero, los resultados de la prueba D-W mostraron autocorrelación positiva de los residuos en el bloque I y II (cf. ^{Chen, 2016}). Es importante señalar, que para el bloque II, las actitudes hacia el uso del condón y la norma subjetiva de padres fueron eliminadas.

DISCUSIÓN

La TCP propone que la intención de usar preservativo es el mejor predictor del uso consistente del condón (^{Fisher y Fisher, 2000}; ^{Appiah et al., 2017}). El metaanálisis de ^{Albarracín et al. (2001}), realizado principalmente con muestras norteamericanas, determinó una media ponderada del coeficiente de correlación (r) de 0.45 entre ambas variables. La presente investigación mostró valores superiores a este estadístico y con valores similares entre mexicanas (r=0.66) y argentinas (r=0.61). Se ha reportado en muestras latinas, por ejemplo, en mexicanos, una asociación fuerte entre ambas variables (OR=4.79) (^{Alvarez et al., 2010}); y con chilenos, la intención explica el 57% de la varianza del uso del condón (^{Ramírez y Ramírez, 2018}), valor que se encuentra por arriba del coeficiente de determinación encontrado en este estudio (bloque I) para mexicanas (R²=0.33) y argentinas (R²=0.31). Estos resultados muestran que la intención de utilizar preservativo, se torna un predictor consistente del uso del condón, tanto en muestras norteamericanas como latinas. Adicionalmente, la TCP señala que el control conductual percibido puede afectar la conducta de usar condón (Fisher y Fisher, 2000; ^{Albarracín et al., 2004}); pero esta variable, en ambas muestras, no se constituyó como un predictor directo de la conducta.

Sin embargo, el control conductual percibido predijo la intención de usar condón en mexicanas y argentinas (bloque II); siendo el predictor más importante (β_z=0.51) en contraste con las actitudes hacia el preservativo (β_z=0.20) y la norma subjetiva de amigos (β_z=0.23) en mexicanas. También, la percepción de control (β_z=0.47), en las mujeres argentinas, fue más importante que la norma subjetiva de amigos (β_z=0.21), para predecir la intención. El metaanálisis de ^{Albarracín et al. (2001}) muestra que el coeficiente de correlación ponderado (r) entre las variables de la TCP, fue mayor en las actitudes (r=0.58) que en el control conductual percibido (r=0.45) para predecir la intención. Los datos aquí reportados, se contraponen, porque el control conductual percibido obtuvo un coeficiente de correlación mayor al reportado por ^{Albarracín et al. (2001}), tanto en mexicanas (r=0.67) como en argentinas (r=.50).

El control conductual percibido, podría ser mayor en las mexicanas y argentinas, debido a las dinámicas de poder entre hombres y mujeres (^{Glasman y Albarracín, 2003}) y a las prescripciones que promueven los estereotipos de género en la cultura latina (^{Sastre et al., 2015}). ^{Albarracín et al. (2004}) hipotetiza que cuando las personas poseen control externo sobre su comportamiento, llevan a cabo sus intenciones y ejecutan un comportamiento; pero, cuando no tienen control externo, entonces se vuelve más difícil llevar a cabo la conducta; por lo que se requiere un grado de persistencia y esfuerzo mayor; en consecuencia, se incrementa el control conductual percibido; así, la correlación entre esta variable y la intención de usar condón se incrementará. Así, hipotetizan por qué podría existir una asociación fuerte entre control conductual percibido-intención de usar condón, en poblaciones sin poder, como las mujeres, adolescentes y minorías étnicas. ^{Glasman y Albarracín, (2006}) opinan que los desequilibrios de poder son críticos para el caso de las mujeres, quienes, en ocasiones, solo pueden ejercer un control indirecto para protegerse en las relaciones sexuales, dado los guiones culturales que dominan el comportamiento sexual (^{Sastre et al., 2015 )}.

También, la norma subjetiva de amigos -pero no la de padres- fue un predictor compartido, de la intención de usar condón en ambos grupos; y ésta fue más importante que las actitudes, ya que, para el caso de las argentinas, esta última variable fue eliminada del modelo (bloque II); y para las mexicanas, el valor de β_z de la norma subjetiva de amigos, fue mayor que el de la actitud hacia el uso del condón. El valor de la media ponderada del metaanálisis de ^{Albarracín et al. (2001}), muestra que, para los estadounidenses, la norma subjetiva es menos importante (r=0.39) que las actitudes (r=0.56); sin embargo, ^{Albarracín et al. (2004}) sugieren que este resultado podría ser posible, dado el sistema de valores colectivista-individualista de los participantes. ^{Yates y de Oliveira (2016}) analizaron como los estadounidenses dependen poco de la aprobación social para alcanzar sus metas; sin embargo, en culturas colectivistas -por ejemplo, latinos - se aprueba la inclusión de otros en el proceso de la toma de decisiones y se torna relevante las expectativas de los demás. Así, la decisión se basa en la preferencia y opiniones de los otros con el propósito de conseguir aprobación social del grupo; lo que podría contribuir con la explicación de por qué la norma subjetiva de amigos sobre el uso del condón, fue significativa en ambas muestras de mujeres, y más importante que las actitudes.

El hecho de que la norma subjetiva de padres, sobre el uso del condón, no haya sido incluida en los modelos de ambos grupos, podría ser explicado por el proceso de individuación de los jóvenes. Conforme los hijos crecen se incrementa la autonomía y van cambiando los procesos cognitivos que permiten cuestionar y reconsiderar los valores y creencias de sus padres (^{Radmacher y Azmitia, 2016}). Esta condición podría restar importancia a la atribución de lo que sus padres creen respecto a usar, o no, condón.

La última diferencia observada, es la actitud hacia el uso del condón, que solo se tornó como un predictor de la intención para las mexicanas. ^{Albarracín et al. (2004}) señalan que cuando los grupos dependen más de sus redes sociales -lo que justifica la importancia de la norma subjetiva en ambas muestras- se confiere más importancia a las normas sociales; y esto genera que el peso de las actitudes sobre la intención de usar condón, disminuya. Esto podría indicar, que las mujeres argentinas pudieran tener mayor dependencia de la norma grupal, que las mexicanas; lo que podría justificar la exclusión de las actitudes hacia el uso del condón para las argentinas (bloque II).

Limitaciones

Es importante realizar algunas consideraciones: a) el tamaño de la muestra no fue representativa de ambas naciones, pero el resultado obtenido podría ser contrastado con otras investigaciones con el propósito de encontrar regularidades; b) la comparación con otros estudios, podría no ser precisa, dado que en algunos artículos la operacionalización de las variables no siempre es la misma; y c) solamente participaron mujeres, será importante contrastar estos resultados con muestras de varones, ya que los valores predictivos podrían cambiar de acuerdo con el sexo (^{Albarracín et al., 2004}).

Implicancias en salud pública

A pesar de estas limitaciones, el presente estudio permite realizar un ejercicio para contrastar la TCP en dos culturas diferentes, y reflexionar sobre el papel de la cultura en el ajuste del modelo. Ahora, los modelos como representaciones simplificadas de fenómenos de interés -p. ej. la conducta sexual protegida- permiten generar predicciones y explicaciones sobre aquellas variables que hacen más o menos posible su ocurrencia. En esta línea de análisis, los resultados de estudios como este, podrían contribuir en la selección de aquellos factores, en los cuales se tendrían que incidir para estimar el uso del preservativo. Esto se traduce en la toma de decisiones, basadas en la evidencia, para la creación de políticas públicas de salud y en la creación de programas para modificar variables psicosociales y/o conductuales con el objetivo de prevenir riesgos en la salud sexual de las personas; considerando por supuesto, la relevancia de unas variables sobre otras, de acuerdo con el contexto cultural.

Conclusiones

Las asociaciones entre las variables de la TCP y los valores predictivos de las variables, pueden cambiar de acuerdo con el grupo cultural evaluado; el control conductual percibido, en ambas muestras, no resultó ser un predictor directo de la conducta para usar condón, pero si para la intención de utilizarlo. Para las mexicanas, la actitud es una variable relevante en la explicación de la intención de usar preservativo, pero para las mujeres argentinas no; ellas dependen más de la norma social para usar condón. Estos resultados invitan a reflexionar sobre el ajuste de los modelos teóricos en otros contextos culturales; y a utilizarlos de manera crítica según la variabilidad que éstos puedan tener de acuerdo con el perfil cultural de la población.