Diseño del estudio

Se realizó un estudio de adaptación y validación de un instrumento, con enfoque cuantitativo, de tipo transversal y no experimental. Se empleó la técnica de encuesta, desde la cual se obtuvieron datos demográficos y de actitudes de inclusión hacia las personas trans. Es importante mencionar que también se llevó a cabo la validación de una segunda escala aplicada de manera conjunta. No obstante, para propósitos de este artículo sólo se presentan los resultados de la EATU. El proyecto fue avalado y aprobado por el Comité de Ética en Investigación del Centro de Investigación en Alimentación y Desarrollo, con registro: CONBIOÉTICA-26-CEI-001-20200122 el día 30 de mayo de 2023

Participantes

Colaboraron 860 personas que denominaremos Comunidad Universitaria Participante (CUP), seleccionadas de 3 IES, dos públicas y una privada, localizadas en la capital del estado de Sonora, con la siguiente distribución respectivamente: 326 (37.9%), 216 (25%) y 318 (37%). La selección de los colaboradores se realizó a través de un muestreo no probabilístico e intencional, bajo la consideración de que a partir de 220 casos o más que representan a un grupo, se normaliza la tendencia de los resultados, con base a la teoría del límite central (^{Grinstead y Snell, 1997}).

La CUP perteneciente a diferentes semestres y áreas del conocimiento, se compuso de 655 (76.2%) estudiantes, 117 (13.6%) docentes y 88 (10.2%) personal administrativo. El período de levantamiento de datos se llevó a cabo entre los meses de octubre de 2022 y septiembre de 2023.

Instrumento

El instrumento se estructuró con dos apartados, el primero incluye el consentimiento informado, además recaba información sobre diversos aspectos sociodemográficos a fin de caracterizar la cup, tales como: institución, edad, carrera, género, orientación sexual, nivel educativo, y socialización del género, es decir, si son personas cis o trans. El segundo retoma la EATU (^{Chon et al., 2018}). La versión original está integrada por 35 ítems con escala Likert de 5 puntos que van desde “totalmente en desacuerdo” a “totalmente de acuerdo” (ibid.).

La escala original fue validada por las autoras con una muestra de 200 estudiantes universitarios. Para fines de validación, tras un análisis por pruebas de hipótesis y un AFE, el instrumento se agrupó en cuatro factores: convivencia, cercanía de interacción; agresión y autoridad; activismo, agencia y movilidad, e interés en el tema; todos ellos con cargas factoriales superiores a .40 y con una varianza explicada total de 65.9%. Los indicadores exploran aspectos relacionados con la incomodidad al interactuar con personas trans, compartir espacios y baños con éstas, el uso correcto de pronombres, políticas universitarias, mejoras al ambiente para volverlo más incluyente, entre otros.

Cabe destacar que el instrumento original no indaga sobre la no binariedad, las infancias trans, ni sobre el acceso a derechos diferenciados, aspectos de gran interés para la inclusión de esta población (^{Guerrero y Muñoz, 2018a}; ^{BBC News Mundo, 2023}). En ese sentido, a fin de contar con un instrumento adaptado al contexto regional del noroeste de México, elaboramos una adaptación de la EATU en la que cada reactivo se adecuó con base a la epistemología de los estudios trans (^{Guerrero y Muñoz, 2018a}; ^{Radi, 2019}).

Es importante señalar que optamos por eliminar la opción de “ni de acuerdo ni en desacuerdo”, ya que consideramos que esta respuesta representa las llamadas categorías centrales o indiferentes. Es decir, la opción que está en medio de una escala típica de 5 puntos, y que refiere no estar en ninguna posición de las categorías de los extremos (desacuerdo/acuerdo). En ese sentido, ^{Hernández Baeza et al. (2001, p. 146)} sostienen que este tipo de categoría de respuesta suele no ser elegida por sujetos con niveles medios en el rasgo medido, lo que pudiera sesgar la precisión de la medida, así como la validez de las inferencias realizadas. Así, para priorizar la capacidad de discriminación entre categorías de respuestas, se decidió omitir la opción que consideramos pudiera ser ambigua (^{DeVellis, 2003, p. 76}). La escala se integró con 4 opciones de respuesta en el siguiente orden: “total desacuerdo”, “poco acuerdo”, “algo de acuerdo”, y “total acuerdo”.

El instrumento fue autoadministrado, previa autorización de las directivas de las IES, y se aplicó en dos formatos: 515 en forma impresa y 345 en formato electrónico de Google forms. Se le solicitó a cada participante colaborar con el estudio de manera libre, informados los objetivos del mismo y asegurando la confidencialidad de los datos a través de la firma del consentimiento informado. El tiempo de respuesta fue de aproximadamente 10 minutos.

Análisis de la información

Los datos fueron procesados y analizados con el software estadístico IBM SPSS Statistics v26 para realizar el Análisis Factorial Exploratorio (AFE), obtener la confiabilidad, además de la información descriptiva de la muestra y AMOS v26 para realizar en Análisis Factorial Confirmatorio (AFC).

Para realizar el análisis, primeramente, se dividió la muestra total en dos submuestras separadas al azar. Esto, en función de los cambios realizados en el proceso de adaptación del instrumento original a la versión de este estudio, por lo que se trata de algún grado de construcción teórica y, por otro lado, de constatar esta propuesta teórica (^{Lloret-Segura et al., 2014}).

Se realizó el AFE con la finalidad de asegurar una estructura interna que ajuste de mejor manera las correlaciones de los datos (^{Hair et al., 1999}). La submuestra 1 (n = 430) fue utilizada para realizar este análisis con índice Kaiser Meyer Olkin (KMO) y prueba de esfericidad de Bartlett para estimar la validez interna. Finalmente, por tratarse de una escala de 4 puntos, para la extracción se utilizó el método de Máxima Verosimilitud (ML) con rotación Oblimin directo.

En la secuencia inicial de este análisis se eliminaron los ítems que mostraron resultados inferiores en varianza compartida en común, es decir, comunalidades menores que .30. Se tomó este valor porque, a pesar de que la literatura señala que el valor mínimo de comunalidad debe ser .50 para poder hablar de una varianza en común entre los diferentes ítems dentro de un mismo factor (^{Hair et al., 1999}), recomendaciones más actualizadas señalan que cuando se cumplan los criterios de tener una muestra superior a 500 y al menos 3 ítems por factor, el valor de .30 será aceptable como mínimo en las comunalidades (^{Lloret-Segura et al, 2014}).

Posteriormente, se eliminaron de una secuencia a otra aquellos ítems que no mostraron valores que evidenciaran validez de constructo en los resultados de las comunalidades (h2) y la matriz de patrón (>.30). Tras la solución final se estimó la fiabilidad mediante el coeficiente de alfa de Cronbach y de omega de McDonald sólo en aquellos reactivos que sí mostraron valores aceptables (>.70).

Sobre la submuestra 2 (n = 430), se generaron los valores de asimetría y curtosis por ítem para conocer la normalidad de la misma. Se eliminaron aquellos ítems con valores inaceptables (inferiores a -3 y superiores a 3). Después, para el AFC se desarrolló un Modelo de Ecuaciones Estructurales (MEE) con método de MV con bootstrap 500 para conocer la bondad de ajuste del modelo. Los valores del índice de bondad ajuste que se consideraron aceptables fueron CMIN/DF menor que 3 (^{Hu y Bentler, 1995}), CFI superior a .95, RMSEA menor que .08 (^{Valdés Cuervo et al., 2019}) y SRMR iguales o inferiores que .05 (^{Manzano Patiño, 2017}).

Características de la cup

El estudio recabó distintos datos atributivos a fin de caracterizar análisis variados sobre la EATU. La Tabla 1 presenta las características de la CUP, más de la mitad de estas provenían de una IES pública (64.9%). Las edades estuvieron entre los 17 y 68 años; la media de edad fue de 27 años en las mujeres, 26 años en los varones, 23 años en personas no binaries y 20 años para personas de otra identidad.

Validez y fiabilidad

Los datos de normalidad en la submuestra 2 evidenciaron valores inaceptables de curtosis en los ítems 2 y 12 por lo que se eliminaron antes de llevar a cabo el AFE. El índice KMO fue de .977, y la prueba de esfericidad de ^{Bartlett (1954)} presentó valores aceptables (χ²= 15985, gl =561, p< .001), lo que sustenta la pertinencia para el AFE en la submuestra 1. Se eliminó el ítem 25 en la primera secuencia por tener un valor de comunalidad inferior, y en la segunda secuencia, el número 36 fue removido por mostrar un valor de carga factorial deficiente. Así, el AFE se redujo a una solución final del instrumento de 32 ítems.

La Tabla 2 muestra los valores últimos obtenidos de validez para cada ítem, tanto en aquellos que fueron removidos de las secuencias posteriores de análisis, como en los que permanecieron en la solución final del instrumento.

El instrumento se agrupó en 3 factores, contrario al estudio de ^{Chon et al. (2018)} en el cual fueron 4 las dimensiones reportadas. El factor sensibilidad (12 ítems), basado en la sensibilización de ^{Barrera Gaviria (2012)}, refiere a aquellas actitudes que se oponen a la indiferencia y reconocen la desigualdad de otro grupo distinto al que se pertenece disparando el principio de la justicia e inclusión tales como poseer las mismas oportunidades y derechos para acceder a la educación, vivienda, trabajo y salud. El factor convivencia e interacción (11 ítems) está definido por ^{Chon et al. (2018, p. 315)} como actitudes de “disposición a aceptar y compartir espacios con las personas transgénero, dentro y fuera de la universidad”.

Algunos de los ítems exploran sobre compartir espacios como los baños y aulas y recibir clases por parte de personas trans. El factor estigma cisexista (o creencias cisexistas) (9 ítems), basado en el estigma LGBT de ^{Espinoza y Rodríguez (2020)} y en la categoría de cisexismo (^{Serano, 2007}; ^{Radi y Sardá-Chandiramani, 2016, p. 4}), hacen referencia a aquellas ideas erradas acerca de las personas trans fundadas en la patologización y el biologicismo, tales como la existencia de sólo dos sexos, reducir las vidas trans a procedimientos quirúrgicos, entre otros.

Cabe destacar que los factores propuestos no son concebidos de manera reduccionista ni simplista en cuanto al aspecto latente de cada dimensión. Por el contrario, consideramos que estos factores se tratan de aspectos complejos que integran algunos matices de otras dimensiones socio-actitudinales relacionadas con la inclusión de las personas trans. Así, los ítems que integran cada factor dan cuenta de este, o bien, matizan algún aspecto del mismo.

Respecto a la varianza explicada, en la Tabla 3 se pueden observar los porcentajes para cada modelo, donde la solución final (32 ítems), posee un valor alto (>10%) (^{Lloret-Segura et al., 2014, p. 1165}). Con relación a la fiabilidad, se confirma que la solución final de la EATU es confiable. En la Tabla 3 se muestran valores aceptables (>.70) (^{Campo-Arias y Oviedo, 2008}) obtenidos por coeficiente de alfa de Cronbach y omega de McDonald para la escala general y por factor.

A partir de regresiones múltiples para el MEE se estimaron los índices de modificación, y con estos se fueron eliminando ítems hasta alcanzar los valores para los índices de ajuste de bondad expresados en la Tabla 4. Empleamos los cuatro modelos producidos por el AFE, una solución final para la escala general con 17 ítems y un modelo por cada factor: sensibilidad con 4 ítems, convivencia e interacción con 8 ítems y estigma cisexista con 5 ítems. Así, todos los modelos muestran valores altamente adecuados en la bondad de ajuste, con la excepción del factor sensibilidad en el CMIN/DF (4.02), el cual, si bien no es un valor alto, sí se considera aceptable (>5) (^{Ertas et al., 2022}), y el valor de RMSEA (.084) que se considera ligeramente por arriba de lo aceptable (^{Valdés Cuervo et al., 2019, p. 79}).

Como se ha ilustrado, al final se eliminaron los ítems 6, 8, 10, 15, 16, 19, 20, 24, 26, 28, 29, 30, 31, 32 y 34. Sin embargo, cada uno de los factores quedó compuesto por aquellos indicadores cuyo peso de regresión nos permitió sustentar su importancia, dados los valores y la variación en el Diagrama 1. La eliminación de estos ítems supone una reducción del instrumento; no obstante, también una mayor parsimonia del mismo.

Fuente: elaboración propia.

Diagrama 1 Arquitectura del modelo del AFC de la solución final del EATU y coeficientes estandarizados (n = 430) 

Cabe señalar que algunos ítems eliminados pudieran ser redundantes o poco claros en su redacción con respecto al factor que miden, tales como el 8 y 10, que expresan convivencia con personas trans, o 6 y 19, que expresan la difusión de chistes sobre las personas trans, y 34 que indaga sobre la opinión acerca de las personas no binaries. En ese sentido, podría reconsiderarse cambiar su redacción para ser incluidos. La difusión de chistes sobre esta población generalmente expresa lenguaje violento, lo que contribuye a normalizar la violencia y discriminación sobre grupos marginados, o bien, algunas personas podrían ejercer otras formas de violencia bajo la noción de que no es algo tan severo (^{Goldstraw, 2023}). Por otro lado, la no binariedad y el lenguaje no binarie son objeto de desdén y discusión por ser considerado algo ridículo e impronunciable por algunas personas (^{López, 2020}). En ese sentido, los tópicos respecto a estos ítems, desde un punto de vista teórico, siguen advirtiendo su relevancia y potencialidad.

Los coeficientes estandarizados en el Diagrama 1 muestran que la covarianza entre la dimensión entre sensibilidad y convivencia es alta. Este resultado podría tener la lectura que cuando las personas cis conviven con personas trans pueden adquirir una mayor capacidad de percibir los malestares sociales que atraviesan estas últimas y mostrarse menos indiferentes. Sin embargo, se muestran cargas aceptables de manera recíproca entre el factor estigma cisexista y las demás dimensiones, lo que finalmente se traduce en un modelo con covarianza pertinente.

Por último, en la Tabla 5 se presenta un comparativo de los índices de KMO y varianza explicada entre la solución final de los modelos obtenidos de AFE y el AFC. Esto a fin de evidenciar la pertinencia de las escalas con las modificaciones realizadas en el MEE y la pérdida de la varianza total explicada, que podría suponerse tras la eliminación de los ítems. Cabe mencionar que se realizó análisis factorial en la submuestra 2 bajo los mismos parámetros establecidos al realizar el AFE en la submuestra 1. Los cambios observados de la solución final del MEE en comparación con la del AFE, en términos del índice KMO y varianza explicada, son mínimos y prevalecen valores aceptables, lo que reitera otra forma de validación sobre la EATU.