Marco general de la discapacidad

De acuerdo con la Organización Mundial de la Salud y la Clasificación Internacional del Funcionamiento, de la Discapacidad y de la Salud (CIF)¹, la discapacidad hace referencia, en primer lugar, a una interacción multidireccional entre la persona y el contexto socioambiental en el que se desenvuelve, es decir, entre las funciones y estructuras alteradas del cuerpo, la capacidad para realizar diversas actividades como persona, su participación o desempeño real en las mismas, y las interacciones con los factores tanto personales como ambientales, que pueden actuar como barreras y ayudas². En segundo lugar, se hace referencia a un concepto multidimensional que engloba deficiencias, alteraciones y deterioro crónico de las estructuras del cuerpo y sus funciones (física, mental, intelectual o sensorial); limitaciones en su actividad diaria normal para participar plena y efectivamente en actividades esenciales; y, por último, restricciones en el contexto socio-cultural y factores personales asociados (edad, género, nacionalidad, rasgos de personalidad, etc.)². Esta concepción resalta la importancia de concebir la discapacidad desde un modelo que tome en consideración el contexto psicológico y social de la persona en su trayectoria de salud y enfermedad^3-4, como un proceso fluido, continuo y cambiante que va a depender tanto de las limitaciones funcionales de la persona como de la ayuda disponible en su entorno⁵. De ahí la importancia de conocer cuáles son las actitudes que existen en la población respecto a las personas con discapacidad, ya que son estas actitudes las que les brindarán las oportunidades de integración social que les corresponden y que son necesarias.

Según el Instituto Nacional de Estadística (INE)⁶, el 1,2 % de los españoles encuestados refirieron recibir discriminación constante proveniente, principalmente, de las relaciones sociales, el entorno de participación social y en su atención sanitaria, por ese orden y colaborando en su conjunto con la estigmatización sufrida por personas con algún tipo de discapacidad⁷.

Estudios con poblaciones militares, también han puesto de manifiesto las barreras, estereotipos y estigmas, encontrados por veteranos con discapacidad, en la transición a la vida civil⁸. En ese sentido, una encuesta reciente con militares estadounidenses mostró que el 29 % de los encuestados tenían una discapacidad relacionada con el servicio, frente a una tasa de autoidentificación del 9 %. Esta reducción de la percepción de la propia discapacidad repercute negativamente en la reintegración socioprofesional de este personal y está relacionada con el miedo a ser estigmatizado. En la misma línea, cabe destacar que, las tasas de discapacidad más graves han aumentado constantemente, mientras que las tasas de discapacidad menos drásticas han disminuido, posiblemente en relación con ese miedo a ser rechazado o estigmatizado, que lleva, a quienes no poseen un alto grado de discapacidad a no informar de la misma⁹.

Según la última macroencuesta sobre discapacidad, autonomía personal y situaciones de dependencia realizada por el INE⁶, habría 3,85 millones de personas residentes en hogares de España que afirman tener alguna discapacidad o limitación (85,5 por mil habitantes). La deficiencia física más frecuente entre los encuestados es la osteoarticular, aunque la que causa un mayor número de discapacidades por persona es la discapacidad por diagnóstico en salud mental⁶, repercutiendo en diferentes limitaciones de la vida diaria como moverse y trasladar objetos, realizar las tareas domésticas y labores de cuidado e higiene personal⁶, todas actividades esenciales y de vital importancia en el día a día.

En poblaciones militares, la discapacidad es abordada fundamentalmente, desde las consecuencias y problemas de reintegración en la sociedad, para quienes pierden la aptitud psicofísica, en acto de servicio o no. En el caso de Estados Unidos, 29,6 % de los 12 millones de veteranos, entre 21 y 64 años han informado tener alguna discapacidad, que en el 12,4 % de los casos, guarda relación con el servicio¹⁰. Se calcula, por ejemplo, que un 30 % de los soldados que volvieron de las guerras de Afganistán y de Irak, padecen una discapacidad derivada de estrés postraumático¹¹. Según la Asociación Mental Health, existen aproximadamente 5 millones de veteranos en Reino Unido, y de las 20.000 personas que abandonan el ejército cada año, el 0,1 % lo hacen por razones de salud¹². La mayor parte de los países tienen establecidas compensaciones para estos colectivos y programas de reorientación psicosocial. Las causas más frecuentes de discapacidad suelen ser: amputaciones, ceguera, sordera, problemas musculo-esqueléticos, daño cerebral y problemas de salud mental^13-14.

Evaluación actitudes hacia la discapacidad

Delimitar terminológicamente el concepto de actitud resulta complejo. Históricamente, autores relevantes en el campo de la psicología como Allport¹⁵ y Thurstone¹⁶ comenzaron primero a definirlo de manera multidimensional (desarrollo conceptual) y más tarde hacerlo de forma unidimensional (medición de las actitudes para la evaluación), respectivamente^17-18. El abordaje actual aboga por aspectos unidimensionales, basándose principalmente en el afecto y/o predisposición evaluativa hacia el objeto de actitud¹⁹. Su único componente es, por tanto, la dimensión afectiva dentro del constructo multidimensional de actitud^19-20. Según Martínez-Martín y Bilbao-León²¹, las actitudes pueden ser conceptualizadas como el conjunto de predisposiciones que entrañan acciones ante una clase específica de objetos o personas, adoptando diferentes configuraciones en función de sus componentes cognitivos (creencias, ideas, opiniones o percepciones), afectivos (experiencias positivas o negativas asociadas) y comportamentales (predisposición para la acción).

El análisis de las actitudes hacia la discapacidad ha dado lugar a estudios diferenciados con relación al colectivo objeto de evaluación (compañeros de clase, docentes, personal sanitario, fuerzas de seguridad y familia y/o cuidadores principales). En las Fuerzas y Cuerpos de Seguridad del Estado, existen pocas investigaciones sobre las actitudes ante la discapacidad. Algunos de estos estudios apuntan a que las actitudes del personal de cuerpos policiales y militares no difieren significativamente de las mostradas por el personal sanitario²². Además, tampoco se observan diferencias en cuanto a la atención de personas con diferente tipología de discapacidad, a pesar de que el personal de policía manifiesta no haber recibido formación especializada y que su actitud se basa en su experiencia y el entrenamiento diario^22-23.

La revisión de Palad et al.²⁴, muestra un total de 31 instrumentos con consistencia interna, validez externa, validez de constructo y fiabilidad test-retest consistentes. Concretamente, 5 instrumentos resultan de utilidad en cuanto a la evaluación de la actitud hacia la discapacidad de tipo comunicativa, 7 instrumentos sobre las actitudes hacia la discapacidad intelectual, 4 instrumentos sobre las actitudes hacia personas con problemas de salud mental y 15 instrumentos sobre las actitudes hacia las personas con discapacidad física y otros tipos de discapacidad. La «encuesta de actitudes de salud mental para la policía» (MHASP) cuantifica en diferentes subescalas las actitudes del personal de policía hacia las personas con problemas en salud mental (descartando otros tipos de discapacidad), sin embargo, no está validada en población española.

En lengua castellana apenas existen instrumentos validados empíricamente y menos aún, en profesionales uniformados (personal sanitario, fuerzas y cuerpos de seguridad, personal docente, etc.). Una de las escalas más refutadas es la de Arias et al.²⁵, Escala de actitudes hacia las personas con discapacidad de profesionales de la salud y educación, prueba que ha sido empleada también en este estudio.

Las estadísticas sobre la discapacidad son de obligada ejecución. Así, el artículo 31 de la Convención Internacional de los Derechos de las Personas con Discapacidad²⁶, aprobada por Naciones Unidas en 2006 y ratificada por España un año después, se refiere expresamente a esta recopilación de datos. La propia convención señala las finalidades de estas estadísticas, entre las que figura, la eliminación de barreras para que las personas con discapacidad puedan ejercer sus derechos. La discapacidad, presente también en algunos de los objetivos de desarrollo sostenible²⁷, requiere de datos estadísticos (ODS 17, meta 17.18). En España el organismo responsable de obtener estos datos, a nivel nacional, es el Observatorio Estatal de la Discapacidad²⁸.

En resumen, parece necesario el estudio de las actitudes hacia la discapacidad dentro de las Fuerzas Armadas, para poder ajustar programas de concienciación, y desarrollar actuaciones que promuevan la inclusión social y laboral de los militares con discapacidad. No habiéndose encontrado este tipo de estudios, ni instrumentos validados para realizarlos, en población militar española, este trabajo pretender proporcionar un instrumento adecuado en el que apoyar la toma de decisiones sobre el personal con discapacidad en este contexto.

Participantes

La muestra empleada en este estudio fue de 204 militares, pertenecientes a los tres ejércitos. Donde un 11,76 % fueron mujeres y un 88,24 % hombres. De los cuales, un 24,51 % eran de la Escala de Oficiales, un 68,14 % suboficiales y un 7,35% de tropa y marinería. Pertenecientes a diferentes unidades del Ejército de Tierra (86,27 %) y del Ejército de Aire (13,73 %).

La muestra fue seleccionada mediante un muestreo no aleatorio, incidental o por conveniencia. Los cuestionarios se aplicaron en los meses de mayo y junio de 2021. Asimismo, los participantes cumplimentaron las escalas de manera voluntaria, siendo previamente informados de la finalidad de las mismas.

Instrumentos

Los instrumentos empleados en este estudio han sido dos: La Escala general de actitudes hacia las personas con discapacidad y la Escala de actitudes hacia las personas con discapacidad en las FAS, constituyendo el desarrollo de esta última el objeto del presente estudio.

Para la Escala general de actitudes hacia las personas con discapacidad, se ha tomado como referencia el instrumento de 2016²⁵, desarrollado a partir de las versiones anteriores^29-32. Consta de 31 ítems valorados con una escala tipo likert de cuatro puntos (muy de acuerdo, bastante de acuerdo, bastante en desacuerdo, muy en desacuerdo). Se trata de un instrumento con excelentes propiedades psicométricas, con fiabilidad y validez contrastadas. Está constituido por tres factores que evalúan: relaciones sociales y personales, normalización y programas de intervención. Este instrumento ha sido empleado para el cálculo de la validez concurrente, además de como instrumento base para la construcción de un instrumento específico de actitudes hacia la discapacidad en población militar española.

La Escala de actitudes hacia las personas con discapacidad en las FAS (EAPD - FAS) es una escala diseñada ad hoc, constituida por 21 ítems (ver anexo I), con respuestas sobre una escala tipo likert de cuatro puntos (muy de acuerdo, bastante de acuerdo, bastante en desacuerdo, muy en desacuerdo).

Procedimiento

Tras la revisión bibliográfica de referencia, se comenzó con el diseño del primer borrador de la escala, tomando como base para la construcción de la misma la última versión de la Escala general de actitudes hacia las personas con discapacidad²⁵. Las excelentes propiedades psicométricas de esta escala, motivaron que se tomara como instrumento de referencia. No obstante, la idiosincrasia de la profesión militar, obligó a optar por el diseño de una nueva prueba, más ajustada al colectivo de las Fuerzas Armadas. Ha de ternerse en cuenta que no se trata solo de obtener nuevos baremos o adaptar el lenguaje, sino que muchas de las expresiones recogidas en la Escala general de actitudes hacia las personas con discapacidad, y que pueden tener cabida en trabajadores de una empresa o en la ciudadanía, no la tienen en profesionales que prestan un servicio vocacional, cuyo compromiso puede conllevar la pérdida de la propia vida. Ha de pensarse por ejemplo, que en las Fuerzas Armadas la discapacidad es siempre sobrevenida y, en muchos casos, motivada por el servicio. La normativa vigente en las Fuerzas Armadas obliga a promover la inclusión social y laboral de los militares con discapacidad y por ello, ítems como el núm. 17 de esta nueva escala («Los militares con discapacidad destinados en una unidad, son un obstáculo en el funcionamiento diario de la misma») resultan necesarios a fin de valorar la existencia o no de entornos laborales inclusivos para este personal.

Una vez conformado el instrumento con 27 ítems en origen, se sometió a revisión por parte de siete expertos con objeto de realizar un análisis cualitativo y cuantitativo del mismo. En el análisis cualitativo de la escala, los jueces debían valorar aspectos tales como: la redacción de los ítems; la adecuación en términos de lenguaje inclusivo, atendiendo la legislación española vigente sobre la discapacidad; ajuste a los contenidos relacionados con el estudio; y errores de estructura y contenidos redundantes. Por otro lado, para realizar el análisis cuantitativo de concordancia entre jueces, se les solicitó que valoraran cada uno de los ítems siguiendo determinados criterios. En primer lugar, valorar en términos de idoneidad, categorizando los ítems como positivos, neutros o negativos. En segundo lugar, valorar cada ítem en una escala de 1 a 4 en función de dos constructos: relevancia del ítem respecto al objetivo de evaluación de la escala (siendo 1 = nada relevante, 2 = poco relevante, 3 = relevante y 4 = muy relevante), y dificultad de comprensión de los mismos (siendo 1 = de muy fácil comprensión, 2 = fácil de comprender, 3 = ambiguo o difícil de comprender y 4 = muy difícil de comprender).

Con el fin de unificar criterios de valoración del instrumento, a cada uno de los jueces se les envió un documento con los aspectos a valorar y los contenidos a observar en cada uno de los ítems.

En una segunda fase, una vez analizados los datos de la evaluación interjueces y corroborado que eran adecuados, se procedió a administrar la prueba. La aplicación de ambas escalas se llevó a cabo en diferentes sesiones y su cumplimentación se realizó de manera anónima.

Tras los análisis previos de fiabilidad y análisis factorial exploratorio con la escala de 27 ítems, se decidió eliminar 6 ítems de la escala original. Por un lado, se elimina el ítem 19 al observar que al hacerlo, el valor de consistencia interna de la escala aumentaba, siendo congruente además, con el criterio conceptual de los autores del presente instrumento. La redacción y finalidad del ítem, finalmente, no se ajusta a las necesidades de los mismos. Se observa también en el análisis factorial exploratorio, que 5 ítems obtenían una saturación muy baja (<0,20). Por esta razón, se decidió eliminar los ítems 6, 8, 21, 23 y 26. Asimismo, la decisión de eliminar los mencionados ítems, no solo obedece a aspectos estadísticos. Los autores, como expertos, aplican otros criterios como brevedad del instrumento, facilidad y agilidad de aplicación y comprensión en el contexto en el que se aplica, entre otros. Por tanto, en el presente estudio se reflejan únicamente los resultados de la escala con 21 ítems.

Análisis de datos

El análisis estadístico únicamente se ha centrado en la observación de las propiedades psicométricas de la escala, sin llegar a analizar los resultados obtenidos en las puntuaciones de los participantes respecto a lo que evalúa cada escala.

En la primera fase se llevó a cabo un análisis de validez de contenido del instrumento, teniendo en cuenta los datos cuantitativos registrados por los 7 expertos, con objeto de valorar la concordancia y confiabilidad entre los mismos. El grupo de expertos estuvo conformado por personal del Ministerio de Defensa con fomarción en psicología, educación social, trabajo social, y con amplia experiencia en materia de discapacidad en contextos laborales.

Por un lado, se utilizó el coeficiente Alpha de Krippendorff para el análisis de confiabilidad, que cuantifica el grado de acuerdo entre 2 o más jueces³³, con valores comprendidos entre 0 y 1. El Alpha de Krippendorff fue calculado a partir de los datos registrados en idoneidad para toda la escala. Para su análisis, se señala que un mayor acuerdo y concordancia entre jueces se define con valores próximos a 1^33-34.

Además, se complementó el grado de acuerdo entre expertos con el coeficiente Kappa de Fleiss para los constructos evaluados de relevancia y dificultad. Fleiss³⁵ adaptó y generalizó la aplicación del índice Kappa de Cohen para su uso con más de dos expertos. Los coeficientes resultantes van de 0 a 1. Siguiendo la clasificación de Altman³⁶, los índices de Kappa pueden ser descritos como: pobres (0 a 0,20), débiles (0,21 a 0,40), moderados (0,41 a 0,60), buenos (0,61 a 0,80) y muy buenos (0,81 a 1,00).

En la segunda fase, se llevó a cabo un análisis exhaustivo de las propiedades psicométricas de la escala. El análisis de la fiabilidad se realizó mediante el análisis de la consistencia interna, calculada por el Alfa de Cronbach, para la escala de 21 ítems resultante de las soluciones factoriales obtenidas en el análisis factorial exploratorio (AFE) y el análisis factorial confirmatorio (AC).

Para el análisis de validez de constructo se realizó un análisis factorial exploratorio (AFE), una vez comprobados los datos de adecuación para dicho análisis (KMO >,80; estadístico de Bartlett = 1517,7, df = 210; p < ,01). Seguidamente, se llevó a cabo un análisis factorial confirmatorio (AFC) para toda la muestra. Para determinar la cantidad de factores fue empleado el análisis paralelo optimizado³⁷. En el AFC se estimó un modelo de dos factores correlacionados. Utilizando la prueba de Mardia, se obtienen valores de asimetría = 3743,69, p = 1,00; de asimetría corregida = 3803,51, p = 1,00; y de curtosis = 26,32, p = ,00; por lo que no cumple el criterio para una distribución normal multivariante. No obstante, los datos en asimetría y curtosis observados en los análisis descriptivos para cada uno de los ítems indican un ajuste con una distribución normal univariante. De esta forma, se decidió aplicar el método de estimación de máxima verosimilitud robusto (MLR), método utilizado en la mayoría de análisis factoriales confirmatorios³⁸. Aunque el método de máxima verosimilitud (ML) requiere del cumplimiento del supuesto de normalidad multivariante, en la literatura actual se encuentran multitud de estudios que muestran que el método de ML es robusto al incumplimiento del supuesto de normalidad multivariante, cuando las variables tienen una distribución normal univariada^39-40. Asimismo, se llevó a cabo una rotación VARIMAX.

Para evaluar el ajuste general de los modelos planteados, se utilizó: Chi-cuadrado, el índice de bondad de ajuste (GFI) y el índice de ajuste comparativo (CFI). Además, se tuvo en cuenta la raíz del error cuadrático medio de aproximación (RMSEA) y su intervalo de confianza al 90 %. Para valorar como adecuados y ajustados los índices CFI y GFI, estos deben estimarse con valores por encima de ,90 y ,95⁴¹. Por su parte, valores en RMSEA inferiores a ,05 señalan un buen ajuste y aquellos valores que estén comprendidos entre ,05 y ,08 un ajuste razonable⁴³.

Asimismo, se realizó un análisis de correlación de Pearson con el fin de evaluar la validez concurrente respecto al instrumento de referencia.

Los diferentes análisis estadísticos se han llevado a cabo mediante los paquetes: SPSS v.25⁴⁴, FACTOR v.10.10.03⁴⁵ y LISREL v.8.8⁴⁶.

Primera fase. Validez de contenido mediante evaluación interjueces

La concordancia entre los siete expertos para el total de la escala, en los 27 ítems que conforman el diseño del instrumento en origen (previo al procesamiento cuantitativo de los datos reportados posteriormente), se corresponde con un valor del α de Krippendorff de 0,92.

A la vista de los resultados obtenidos, se observa en la figura 1 los valores de los índices de Kappa de Fleiss³⁵ para los constructos evaluados por los 7 jueces: relevancia (K = ,85) y dificultad (K = ,62).

Figura 1. Valores de Kappa de Fleiss de los conceptos evaluados por los jueces según la escala de Altman³⁶.  

En la tabla 1 se recogen los datos obtenidos para cada una de las categorías de los constructos valorados por los jueces. Los valores en relevancia con la puntuación más alta se observan en la categoría 4 muy relevante (,98). Para dificultad, la puntuación más elevada se registra en la categoría 1 de muy fácil comprensión (,96).

Segunda fase. Evaluación de fiabilidad y validez del instrumento

Los resultados que se reflejan son aquellos correspondientes a la escala conformada por 21 ítems.

Análisis descriptivo de elementos de la EAPD - FAS

Se han obtenido valores entre -1,66 y -0,15 de asimetría, y una variación entre -0,98 a 2,69 de curtosis. Estos resultados muestran que el ajuste de los datos es adecuado en valores absolutos y que su distribución es normal univariante, ya que la asimetría se sitúa por debajo del valor 2 y la curtosis por debajo del valor 7⁴⁷.

Análisis de fiabilidad - Consistencia interna

El coeficiente alfa para la EAPD - FAS es de ,87, para la escala conformada por 21 ítems, sin que se observe mejora del mismo si se elimina alguno de sus ítems. Además, el valor de consistencia interna obtenido para cada uno de los factores es de ,88 para el primer factor y ,89 para el segundo factor.

Análisis de validez de constructo

Análisis factorial confirmatorio de la EAPD - FAS

Partiendo del modelo propuesto conformado por dos factores (según saturación de los ítems en el AFE), los 21 elementos de la EAPD-FAS (anexo I) obtienen los siguientes indicadores de bondad de ajuste: Chi2 = 319,87, p <,001; NFI = 0,94, GFI = 0,94, CFI = ,97, RMSEA = ,06 (IC 90 % = ,048 - ,070), RMR estandarizado = ,091. En esta solución, cinco ítems se refieren al primer factor (1, 2, 3, 4, y 27) y dieciséis ítems al segundo factor (5, 7, 9, 10, 11, 12, 13, 14, 15, 16, 17, 18, 20, 22, 24 y 25). La figura 2 muestra el AFC con los pesos de los factores estandarizados.

Figura 2. Diagrama de la solución factorial del análisis factorial confirmatorio. 

Validez concurrente

A la vista de los resultados recogidos en la tabla 3, se observa que las correlaciones entre las puntuaciones totales de ambas escalas son adecuadas (,76) y significativas (p< ,01).