INTRODUCCIÓN

Investigar las actitudes hacia las relaciones sexuales tempranas en los adolescentes es vital para entender cómo estas predisposiciones influyen en el comportamiento sexual y la vez en el bienestar emocional¹. Por lo visto en la literatura disponible, las actitudes llegan a afectar las decisiones sobre algunos comportamientos, como es el caso del uso de anticonceptivos, la comunicación en la relación de pareja y la autoeducación sobre salud sexual reproductiva². Es por ello que, investigar este tema puede ayudar a identificar variables de riesgo, así como factores de protección, contribuyendo notablemente al desarrollo de estrategias educativas y de intervención, que promocionen relaciones saludables y responsables³.

Para una mejor comprensión, la variable actitudes hacia las relaciones sexuales tempranas se puede definir como las predisposiciones en relación a sentir, pensar y actuar ante estímulos relacionados con el sexo, influenciadas a su vez por factores psicológicos, sociales y culturales⁴.Estas predisposiciones pueden ser favorables o desfavorables, y están influenciadas por factores como las creencias personales, las normas sociales, las actitudes de los padres y amigos, y la información disponible en internet⁵. Por ende, este tipo de actitudes vienen a ser el resultado de la conjugación entre las creencias personales y las normas sociales, incluyendo elementos como la orientación sexual, los roles de género y el erotismo. Aunado a ello, vienen a estar moldeadas por diversos factores, como por ejemplo las experiencias familiares, educación recibida e influencia de los amigos⁶. Precisamente, es en este escenario que determinadas actitudes llegan a orientar la disposición de los adolescentes a ser parte o no de relaciones sexuales tempranas, incluso asumiendo conductas de riesgo, lo cual resalta la importancia de una adecuada educación sexual que forme actitudes responsables⁷.

A nivel teórico, este tipo de actitudes ha sido estudiado bajo diferentes perspectivas psicológicas. En primer lugar, la perspectiva de las actitudes responsables y reflexivas^8,9, que revela que una actitud reflexiva puede ayudar a los jóvenes a evaluar riesgos, consecuencias emocionales y sociales, promoviendo decisiones más informadas y responsables. En segundo lugar, la perspectiva de la cognición social bajo la propuesta de Wiltshire et al¹⁰, quienes resaltan el papel de las percepciones y creencias en la formación de predisposiciones en el pensamiento. Según esta perspectiva, la población adolescente forma sus actitudes a partir de información que recibe de su contexto, como por ejemplo la familia, los amigos y los medios de comunicación (redes sociales principalmente). Y en tercer lugar, la teoría del desarrollo moral de Lawrence Kohlberg¹¹, que revela que toda predisposición hacia las relaciones sexuales está influenciada principalmente por el desarrollo moral del individuo. En este caso, los adolescentes con más desarrollo moral suelen considerar componentes éticos y emocionales en sus decisiones de tipo sexual, lo que puede generar actitudes más responsables y reflexivas.

Cambiando de escenario mas no de tema, en cuanto a la disposición de instrumentos para evaluar las actitudes hacia las relaciones sexuales tempranas, la literatura da cuenta de algunas alternativas no directas pero interesantes. Tal es el caso de la Hurlbert Indexof Sexual Fantasy (HISF), que es una medida que mide las actitudes hacia las fantasías sexuales, la misma que ha sido validada incluso en idioma español¹². Por otro lado, también se encontró a la Negative Attitudes Toward Masturbation Inventory (NATMI), que es un inventario que evalúa actitudes negativas hacia la masturbación, siendo útil para medir prejuicios en torno a determinadas prácticas sexuales que denotan un aporte en la investigación de la salud sexual¹³. También, aparecen otros estudios donde se validaron pruebas como la Sexual Attitude Scale (SAS), que representa un cuestionario que evalúa las dimensiones de las actitudes sexuales. A diferencia de las anteriores alternativas, aquí se incluyen componentes como la responsabilidad sexual y la aceptación de diferentes prácticas sexuales¹⁴. En la misma línea, aparece la Double Standard Scale (DSS), que es un instrumento que evalúa la doble moral en cuestión de las actitudes sexuales, midiendo el grado de cómo se perciben determinados comportamientos sexuales tanto en hombres como en mujeres¹⁵. Finalmente, la escala de Actitudes hacia la Sexualidad, que mide diversos factores de las actitudes hacia la sexualidad, entre ellas la responsabilidad, la libertad y las opiniones sobre la pornografía y la masturbación¹⁶. Y la recién validada SABS-C8¹⁷, que evalúa actitudes y creencias sexuales, bajo una medida breve y unidimensional.

En el caso del contexto peruano, una revisión exhaustiva de la literatura disponible revela que no existen estudios que hayan explorado propiedades psicométricas de una medida orientada a evaluar actitudes hacia las relaciones sexuales tempranas. En cambio, lo que se tiene a disposición son estudios que proponen instrumentos para evaluar actitudes hacia la sexualidad, actitudes hacia el machismo sexual, entre otros constructos relacionados¹⁴. Ahora, aunque en párrafos anteriores los autores describen instrumentos que bien pudieran ser utilizados como base para una posible adaptación, estas no pueden utilizarse dado que, primero, no evalúan el constructo que se analiza en el presente estudio, que son las actitudes hacia las relaciones sexuales tempranas; y segundo, porque sus propiedades psicométricas no están probadas en el contexto peruano.Por tanto, este vacío en el conocimiento es la principal razón que motiva y orienta el presente estudio.

Por todo lo mencionado, el objetivo principal de esta investigación consiste en diseñar y validar la escala de actitudes hacia las relaciones sexuales tempranas para adolescentes peruanos.

METODOLOGÍA

Diseño: Esta investigación se clasifica como un estudio instrumental. Según Ato et al¹⁸, este tipo de investigaciones tienen como propósito principal analizar las principales propiedades psicométricas de un instrumento de medición documental.

Participantes: En este estudio participaron 1025 estudiantes universitarios de entre 18 a 24 años de edad, clasificados como adolescentes en etapa tardía y jóvenes adultos. Los participantes fueron seleccionados a través de un muestreo no probabilístico de tipo intencional, donde, los criterios de inclusión fueron: (a) ser estudiante de educación superior (universitario, instituto u otro centro de formación técnica o pedagógica); (b) tener entre 18 y 24 años de edad; (c) residir actualmente en alguna de las tres regiones naturales del país (costa, sierra o selva); y (d) contar con acceso a internet y un dispositivo electrónico (computadora, tablet o teléfono inteligente) para responder el cuestionario en línea. Por otro lado, los criterios de exclusión fueron: (a) no aceptar el consentimiento informado al inicio del formulario y (b) presentar datos incompletos (casillas vacías) en alguno de los reactivos de la escala.

Tras aplicar estos criterios se decidió eliminar a 30 participantes, y como resultado, la muestra final estuvo compuesta por 995 estudiantes con una edad promedio de 20,43 años (DE=2,23). En cuanto a la distribución por sexo, hubo un ligero predominio de varones (50,05 %). Respecto al tipo de institución, la mayoría eran estudiantes universitarios (71,86 %), seguidos por aquellos que pertenecían a institutos (12,76 %) y de otros centros educativos (15,38 %). Los participantes fueron reclutados principalmente en la región sierra (51,36 %), luego en la costa (26,13 %) y finalmente en la selva (22,51 %). En el ámbito sentimental, el 58,09 % manifestó tener una relación de pareja, mientras que el 41,91 % no. Del total con pareja, la mayoría tenía una relación de menos de un año (56,18 %), seguido de quienes tenían 1 año (14.87 %), 2 años (12,46 %) y más de 3 años (16,48 %). Por último, en cuanto a la experiencia sexual, el 55,88 % declaró no haber tenido relaciones sexuales aún, mientras que el 44,12 % sí contaba con dicha experiencia.

Diseño del instrumento: El instrumento fue diseñado en función de las 10 etapas que recomienda Muñiz y Fonseca-Pedrero¹⁹:

Primero, desarrollo del marco general. En este caso, la explicación detallada y precisa de cuáles son las razones que motivan el desarrollo de esta escala se encuentran en el apartado de la introducción.

Segundo, definición de la variable de medida. Aquí, se conceptualizó el constructo como la predisposición en relación a sentir, pensar y actuar ante estímulos relacionados con el sexo, influenciadas a su vez por factores psicológicos, sociales y culturales.

Tercero, especificaciones. En función de la revisión de la literatura se determinó que la escala fuera de tipo documental con opciones de respuesta escaladas en formato Likert de cinco puntos.

Cuarto, construcción de los ítems. En este caso, se extrajeron indicadores de cuatro modelos teóricos: la perspectiva de las actitudes responsables y reflexivas^8,9,la teoría de la cognición social bajo la propuesta de Wiltshire et al¹⁰, y la teoría del desarrollo moral de Lawrence Kohlberg²⁰. En tal sentido, como primera versión la escala estuvo compuesta por 60 ítems distribuidos en tres factores: cognitivo, afectivo y conativo.

Quinto, edición. Aquí se editó la escala en un formato virtual, dado que el aspecto físico de la prueba forma parte de su validez aparente.

Sexto, estudios piloto. En este caso, se optó por el tipo cualitativo, que consistió en presentar la primera versión de la escala a un grupo de jueces expertos para que evalúen la claridad, relevancia y representatividad de la escala. Este panel estuvo compuesto por 11 profesionales de la salud, quienes vertieron una calificación de 0 a 3 en un formato de validación. Producto de este proceso se redujo la escala a 20 ítems.

Séptimo, selección de otros instrumentos de medida. Este paso no fue contemplado ya que esta escala es única en su diseño y propósito, por tanto, no hay posibilidad de obtener evidencias de validez basada en la relación con otras variables.

Octavo, aplicación del test. Este paso se detalla en el apartado de procedimientos.

Noveno, propiedades psicométricas. Mas detalles de este proceso se contemplan en el apartado de análisis de datos y resultados.

Decimo, versión final del test. Para facilitar su uso en próximas investigaciones se ha colocado como anexola versión validada de 10 ítems (E-ARST).

Procedimientos: La técnica utilizada para la recolección de datos fue la encuesta virtual. Para ello, se diseñó un cuestionario en línea y se distribuyó a los participantes a través de redes sociales, específicamente Facebook y WhatsApp, mediante un enlace de acceso directo. Se decidió por este recurso por varias razones^21,22. Primero, la rapidez y eficiencia que permiten los formularios en línea, con datos que se almacenan automáticamente, reduciendo así el tiempo y esfuerzo en la gestión y procesamiento de la información. Segundo, la reducción de algunos errores humanos, especialmente aquellos asociados con la transcripción y codificación manual, mejorando así la precisión de los datos. Tercero, la accesibilidad y alcance, ya que las encuestas en línea pueden llegar a participantes ubicados en diferentes regiones geográficas, siempre que tengan acceso a Internet, facilitando la obtención de muestras más heterogéneas y numerosas. Cuarto, la flexibilidad para los participantes, quienes pueden responder en el momento y lugar de su elección, lo que incrementa la comodidad y la probabilidad de respuestas reflexivas y honestas. Finalmente, por los costos más bajos, ya que se eliminan gastos de impresión, desplazamientos y personal al aplicar la encuesta, siendo una opción más económica, especialmente para estudios con recursos limitados.

La estructura del formulario tuvo el siguiente contenido: en la sección inicial se presentó el consentimiento informado y una explicación del propósito del estudio, destacando que la participación era completamente voluntaria y anónima, además, que no existían respuestas correctas o incorrectas. Luego se presentaron en secciones los ítems del instrumento, siendo el tiempo estimado para completar el formulario entre 5 a 8 minutos. Finalmente, no se implementaron estrategias adicionales para controlar el sesgo de deseabilidad social, más allá de garantizar el anonimato y la inexistencia de respuestas correctas.

Análisis de datos: El análisis de datos se llevó a cabo en varios momentos y se realizó con los software RStudio 4.4.3 y Factor Analysis versión 12.06.08, recurriendo a los paquetes lavaan, dplyr y PsyMetricTools. En el primero, se hizo una limpieza de datos, para lo cual se eliminaron casillas vacías y se filtraron las respuestas de quienes no aceptaron el consentimiento informado. Luego, se realizó un análisis descriptivo de los datos, usando la media, desviación estándar, curtosis y asimetría, así como la tasa de respuestas por cada opción. En cuanto a la curtosis y asimetría se tuvo en cuenta un punto de corte de ±1,5.

A continuación, la muestra se dividió en dos grupos. La primera fue utilizada para realizar un análisis de redes y análisis factorial exploratorio, considerando 200 casos aleatorios, que es un número mínimo requerido para llevar a cabo análisis psicométricos²³. Además, la práctica de dividir la muestra para una fase exploratoria y otra confirmatoria es recomendable para evitar el sobre ajuste²⁴. En esta etapa, se tuvo como objetivo explorar la estructura interna de la prueba, utilizando la función Unique Variable Analysis (UVA)²⁵; para identificar ítems redundantes. Esta función utiliza el coeficiente Weighted Topological Overlap (wTO), cuyos valores por encima de 0,25 muestra ítems con problemas de independencia local. Ante ello, se eliminaron los ítems 3,12,14 y 16. Posteriormente, se ejecutó un análisis exploratorio de grafos (EGA), con el modelo glasso; esto es un EBIC con el hiperparámetro de penalización gamma γ = 0.50, que es el valor por defecto, debido a que es conservador y produce redes estables y parsimoniosas²⁶. Las correlaciones entre los nodos se estimaron automáticamente de acuerdo al tipo de variable (correlaciones policóricas para ítems ordinales o Pearson si se detectan como continuas). El parámetro de regularización (lambda) seleccionado por el modelo fue de λ = 0.091. En cuanto al algoritmo utilizado, se optó por louvain ya que si bien, los estudios de simulación indican que tanto walktrap como louvain funcionan bien con el modelo glasso (y de hecho son comparables), este último suele ser ligeramente superior en precisión²⁷. Por otro lado, para evaluar el modelo, se tuvo en cuenta el Total Entropy Fit Index (TEFI) como índice de bondad de ajuste, esperando que el valor más pequeño sea el mejor²⁸. Respecto a las cargas de red se consideraron puntos de corte de 0, 15, 0, 25 y 0, 35 para cargas bajas, moderadas y grandes, respectivamente²⁵. Adicionalmente, se analizó la estabilidad de la red con 1000 bootstraps esperando valores de 0,75 para concluir que las dimensiones, y los ítems sean estables. Finalmente, se calculó la consistencia estructural, que es el análogo de la confiabilidad por consistencia interna en la psicometría de redes, para la cual se esperan valores por encima de 0,75²⁹.

Superada la etapa del análisis de redes, se aplicó un análisis factorial exploratorio en el software FACTOR versión 12.06.08, basado en matrices de correlación de Pearson, con el estimador Maximum Likelihood debido a la normalidad de los datos y el análisis paralelo optimo. Previo a ello, se realizó la prueba de Kaiser Meier Olkin (KMO), esperando valores por encima de 0,70 y el test de esfericidad de Barttlet, esperando valores inferiores a .05 en el p-valor; además, para identificar ítems con potencial eliminación, se usó el criterio de MSA<0,50 en el límite del intervalo inferior después del Bootstrap. Del mismo modo, para identificar ítems con baja carga factorial se consideró un valor de 0,50.

En tercer lugar, se llevó a cabo un análisis factorial confirmatorio (AFC) utilizando WLSMV como estimador, dada la naturaleza ordinal de los datos y para evaluar el ajuste se utilizaron los índices CFI >0,90, TLI >0,90, RMSEA <0,08 o que el límite superior del intervalo de confianza sea inferior a 0,100 y SRMR <0,08. Sin embargo, se dio mayor prioridad al SRMR antes que al RMSEA debido a que este suele penalizar a modelos con grados de libertad relativamente bajos³⁰; de hecho, ante esta situación se han propuesto puntos de corte más flexibles como .200 como un valor adecuado ante estructuras donde las cargas factoriales son elevadas, lo cual es usual en modelos simples³¹.En esta etapa, se crearon dos modelos, el primero (M1), cuya estructura sigue lo señalado por el EGA y el AFE (eliminando los ítems 3, 12, 14 y 16) y eliminando el ítem 6 por baja carga factorial y baja carga de red; el segundo (M2) fue unidimensional, pero eliminando los ítems 4, 20, 18, 1 y 9, ya que, al analizar las correlaciones entre residuales, eran los que tenían constantemente, vínculos con los otros ítems, lo cual indicaría redundancia o una violación de la independencia local.

En seguida, se calculó la confiabilidad utilizando el coeficiente omega ordinal, esperando valores superiores a ω = 0,70. También, se comprobó la invarianza factorial según sexo, edad, región, estado sentimental e inicio de vida sexual. Para lo cual se siguieron las recomendaciones de Wu y Estabrook³² teniendo en cuenta los puntos de corte a ΔCFI <0,010 y ΔRMSEA <0,015.

Consideraciones éticas: Esta investigación fue realizada en absoluta concordancia con los criterios establecidos en la declaración de Helsinki para investigaciones con seres humanos. Así mismo, cuenta con la autorización del comité de ética en investigación de la Escuela de Posgrado de la Universidad Peruana Unión (Número 2025-CEEPG-00176)

RESULTADOS

Validez basada en el contenido: La Tabla 1 muestra los resultados del proceso de valoración de 11 jueces expertos (tres psicólogos educativos, cuatro psicólogos clínicos, dos enfermeras y dos trabajadores del ámbito social), quienes evaluaron la relevancia, representatividad y claridad de los ítems En este caso, todos los ítems fueron evaluados favorablemente, obteniendo valores mayores al .70 según el coeficiente V de Aiken.

Análisis descriptivo: En la Tabla 2 se observa que el ítem con mayor media es el SRA11 (M = 3,63; DT = 1,39), mientras que el que tiene menor media fue el SRA6 (M = 2,76; DT = 1,27). En cuanto a la normalidad univariada, la asimetría y curtosis de todos los ítems se encuentran por debajo de 1,5. La tendencia es similar en la submuestra exploratoria y confirmatoria.Asimismo, se observa una tendencia a marcar opciones de respuesta intermedias con mayor concentración en las opciones 3 y 4 (Figura 1)

Figura 1: Tasas de respuesta para las opciones de la muestra total y las sub muestras (A = Muestra total; B = Muestra exploratoria; C = Muestra confirmatoria) 

Análisis exploratorio de grafos: El Unique Variable Analysis indicó que había pares de ítems similares entre los pares 1-3 (Wto= 0,329), 6-14 (Wto= 0,272), 10-12 (Wto= 0,265) y 16-17 (Wto=0,265), sugiriendo la eliminación de los ítems 3, 12, 14 y 16. Ante ello, se llevó a cabo un EGA omitiendo estos ítems.

Los resultados se muestran en la Figura 2, la cual indica que hay una sola dimensióncon una densidad del 55 % con un índice TEFI = 0. Respecto a los pesos de las aristas, la media fue de M = 0,111 (DE = 0,085), con un mínimo de 0,000 y un máximo de 0,379 correspondiente a los nodos SRA1 - SRA4 (Figura 2, panel A). En cuanto a las cargas de red, se muestra que todos los ítems tienen pesos considerados como altos a excepción del ítem 6 que presentó una carga de red por debajo de 0,25,lo cual lo vuelve un candidato para eliminarse (Figura 2, panel B)

Con relación al análisis de estabilidad, se halló que la unidimensionalidad se replicó el 94,8 % de las veces que se desarrolló el Bootstrap; la bidimensionalidad se replicó el 0,1 % de las veces, la tridimensionalidad el 2,4 % y la tetradimensionalidad el 2,7 %. Por lo tanto, hay una alta estabilidad para la solución de una sola dimensión. De hecho, la mediana de dimensiones encontradas por el Bootstrap fue de Me = 1 [CI 95% -0,12 - 2,12]. Además, la consistencia estructural (confiabilidad) fue de 0,948 superando el 0,75 sugerido. Por lo tanto, la estructura unidimensional y los ítems son estables (Figura 2, panel C).

Figura 2: Resultados del análisis de grafos 

Análisis factorial exploratorio: El KMO mostró un valor de 0,953 (CI 95 % = 0,916 - 0,957) y el test de Bartlett fue estadísticamente significativo (X² ₍₁₂₀₎ = 2220,1; p = 0,000). El análisis paralelo sugirió una sola dimensionalidad que explicaba el 63.81 % de la varianza total. En la Tabla 3 se muestran que los límites inferiores de los intervalos de confianza del MSA superan el 0,500, indicando que no hay ítems por eliminarse; sin embargo, las cargas factoriales de la SRA, indican que el ítem 6 tiene el valor por debajo de 0,50 (0,425). Este modelo tuvo valores adecuados en los índices de bondad de ajuste (CFI = 0,982; RMSEA = 0,089).

Análisis factorial confirmatorio e invarianza de medición: En la Tabla 4 se observan los índices de bondad de ajuste, cargas factoriales y confiabilidad del AFC. El modelo M1 tuvo un buen ajuste, aunque el valor de RMSEA estaba por encima de lo recomendado, con una confiabilidad adecuada (CFI = 0,957; TLI = 0,950; RMSEA = 0,160; SRMR = 0,051; ω = 0,986). Por otro lado, el modelo M2 tuvo un mejor ajuste, previa eliminación de los ítems 1, 2, 9, 18 y 20 (CFI = 0,985; TLI = 0,981; RMSEA = 0,118; SRMR = 0,027; ω = 0,957). En cuanto a las cargas factoriales, todas mostraron valores por encima de 0,50 en ambos modelos.

Dado que el modelo más simple mostró mejores ajustes, se tomó en cuenta para analizar la invarianza en distintos grupos. En la Tabla 5 se muestra que los valores de ΔCFI, ΔSRMR cumplen con los criterios para señalar que existe invarianza según sexo (Hombres vs Mujeres), edad (18-20 vs 21-24), Región (Costa vs sierra vs selva), estado sentimental (Pareja vs Sin pareja) y relaciones sexuales (Si vs No), logrando incluso invarianza estricta.

DISCUSIÓN

En el contexto de la salud sexual y reproductiva de adolescentesy jóvenes, la ausencia de instrumentos psicométricos culturalmente adaptados para medir actitudes hacia las relaciones sexuales tempranas representa una limitación crítica para el diseño de intervenciones preventivas efectivas y la comprensión de los factores socioculturales que influyen en conductas de riesgo³³. En tal sentido, este estudio responde a esa necesidad al desarrollar y validar una escala específica que permita cuantificar dichas actitudes con rigor psicométrico, contribuyendo así a la generación de evidencia local para políticas públicas en educación sexual integral³⁴. Si bien el enfoque factorial ha sido el estándar para la validación de instrumentos en psicometría, estudios recientes proponen complementar este análisis con el enfoque de redes, el cual modela los ítems como nodos interconectados que se activan mutuamente, sin depender de una variable latente subyacente²⁷.

En general, el análisis de redes mostró una estructura de alta conectividad positiva entre los 10 ítems de la E-ARST. Complementariamente, el análisis factorial exploratorio y confirmatorio revelaron una estructura unifactorial robusta (63,81 % de varianza explicada), consistente con la alta interconexión observada en la red,con cargas factoriales predominantemente superiores a 0,70 y confiabilidadadecuada(ω >0,95). Esto indica que la escala mide de manera consistente un constructo subyacente único de actitudes hacia las relaciones sexuales tempranas. La invarianza estricta observada asegura que las mediciones son equivalentes entre hombres y mujeres, jóvenes de 18-20 vs. 21-24 años, residentes de costa/sierra/selva, personas con o sin pareja, y con o sin experiencia sexual previa, permitiendo comparaciones válidas entre estos grupos demográficos clave.

En comparación a otros estudios, la E-ARST se posiciona favorablemente frente a instrumentos existentes en la literatura. A diferencia de la Hurlbert Indexof Sexual Fantasy (HISF), validada en español con alta fiabilidad para contextos clínicos¹², la E-ARST ofrece mayor amplitud al enfocarse en actitudes hacia relaciones tempranas en lugar de fantasías específicas. En la misma línea, la Negative Attitudes Toward Masturbation Inventory (NATMI), adaptada al español y con buenas propiedades psicométricas¹³ mide prejuicios hacia prácticas individuales, mientras que la E-ARST abarca dinámicas relacionales colectivistas peruanas con superior varianza explicada y dimensionalidad simple. Luego, a diferencia de la Sexual Attitude Scale (SAS), que evalúa responsabilidad sexual y aceptación de prácticas con evidencia de invarianza demográfica¹⁴, la E-ARST demuestra índices de ajuste comparables (CFI >0,98) pero con una estructura unifactorial más parsimoniosa que explica mayor varianza total. Por otro lado, la Double Standard Scale (DSS), validada como medida unifactorial para examinar prejuicios sexistas¹⁵, comparte similitudes estructurales con la E-ARST, aunque esta última extiende la invarianza estricta a regiones geográficas (costa/sierra/selva) y experiencia sexual, superando limitaciones contextuales de la DSS en entornos académicos generales.Finalmente, en contraste con la escala de Actitudes hacia la Sexualidad en español, que mide responsabilidad, libertad y opiniones sobre pornografía/masturbación con consistencia interna en universitarios¹⁶, la E-ARST presenta confiabilidad superior (ω = 0,957-0,986) y mayor alcance de invarianza (incluyendo estado sentimental y región), adaptándose mejor al contexto peruano multicultural.

Una ventaja adicional de la E-ARST sobre estos instrumentos previos es que, por primera vez, se aplicó un análisis de redes para comprender las relaciones directas entre ítems. Mientras que estudios previos (HISF, NATMI, SAS, DSS) se limitaron a estructuras factoriales, nuestro enfoque de redes permitió identificar que los ítems vinculados a la influencia de pares y a la percepción de riesgo emocional son los nodos con mayor centralidad, sugiriendo que intervenciones dirigidas a modificar específicamente esos ítems podrían generar efectos en cascada sobre toda la red de actitudes.

A pesar de que la variable actitudes se postula como un constructo tripartito³⁵, la E-ARST en adolescentes evidenció una estructura unidimensional. Lejos de interpretar este hallazgo como una refutación al modelo original, los autores de la presente proponen que esta convergencia ofrece la posibilidad de comprender la real naturaleza del desarrollo actitudinal durante la adolescencia, asumiendo que la integración funcional de componentes ha sido documentada en el desarrollo de escalas para adolescentes en diversos dominios^37-39. Esto quiere decir que los componentes teóricos^8-11, se integran en un núcleo unificado de predisposición responsable o permisiva, donde la reflexión sobre riesgos emocionales/sociales, influencias contextuales (familia, pares, redes sociales) y consideraciones éticas convergen en una sola dimensión³⁶.Desde el análisis de redes, esta unidimensionalidad implica una alta interconexión entre los ítems cognitivos, afectivos y conductuales, donde, la actitud hacia las relaciones sexuales tempranas emerge de la red, no la causa. Así, los adolescentes responden consistentemente porque dichos componentes se refuerzan mutuamente en la práctica, sin que ninguno sea más fundamental. Esta visión se ajusta mejor a la realidad de las decisiones sexuales tempranas, entendidas como influencias entrelazadas más que como una disposición interna estable⁷.

En el afán de descartar que la unidimensionalidad fuera consecuencia de cómo fueron redactados los ítems, un análisis al contenido de los 10 ítems que conforman la versión final de la E-ARST, denota queque el 50 % de los ítems corresponden al componente conativo/conductual (ej.,"yo propondría esperar","trataría de resistir la presión","tomaría precauciones"), el 30 % al componente cognitivo (ej.,"pienso que los adolescentes pueden tomar decisiones responsables","estoy convencido de que debe ser consensuada"), y solo el 20 % al componente afectivo (ej.,"me tranquiliza","me preocupa"). Esta distribución indica que la escala privilegia la disposición a la acción y las creencias valorativas por sobre las emociones explícitamente vinculadas a la sexualidad temprana⁴⁰. El escaso peso del componente afectivo constituye una limitación importante, ya que la literatura sobre desarrollo actitudinal en adolescentes sugiere que los procesos emocionales (ansiedad, vergüenza, deseo, tranquilidad) juegan un rol central en la toma de decisiones sexuales a esta edad⁴¹.

En cuanto a las implicancias prácticas, la E-ARST constituye una herramienta estandarizada, breve y de fácil aplicación para evaluar actitudes hacia las relaciones sexuales tempranas en adolescentes tardíos y adultos jóvenes de entre 18 a 24 años⁴², lo que la hace apta para su integración en flujos de trabajo clínicos, educativos y comunitarios. En contextos de salud adolescente, podría ser utilizada como instrumento de tamizaje rápido en consultas rutinarias de salud sexual y reproductiva para identificar adolescentes y jóvenes con actitudes de riesgo que requieran intervención oportuna. No obstante, en su estado actual la escala carece de puntos de corte validados que orienten la interpretación clínica de las puntuaciones, mientras estudios futuros establecen umbrales clínicos definitivos y baremos poblacionales. La invarianza de medición demostrada por sexo, edad, región y estado sentimental permite que psicólogos educativos y gestores académicos apliquen la E-ARST en campañas nacionales diferenciadas por costa, sierra y selva, facilitando intervenciones focalizadas adaptadas a normas colectivistas locales, así como evaluaciones longitudinales para monitorear cambios actitudinales tras la implementación de programas de educación sexual integral.

A pesar de los resultados interesantes, existen algunas limitaciones a tomar en cuenta. Primero,la aplicación de un muestreo no probabilístico limita la generalización de los resultados a toda la población de estudio. Aunque la muestra es amplia y abarca las tres regiones, la falta de aleatoriedad puede introducir sesgos de selección, afectando la representatividad y la validez externa de la escala.Adicionalmente, el reclutamiento exclusivo a través de plataformas digitales (Facebook y WhatsApp) introduce un sesgo de selección digital, pues excluye a jóvenes de la sierra y selva con acceso limitado o nulo a internet, afectando particularmente la representatividad de grupos socioeconómicamente vulnerables. Segundo, no se reporta la evaluación de la estabilidad temporal (consistencia test-retest), que es clave para determinar si la escala mide un constructo estable o fluctuante. En tal sentido, investigaciones futuras deberían implementar muestreos probabilísticos para asegurar una mayor representatividad; y por otro lado, sería pertinente analizar la validez predictiva y la sensibilidad al cambio para ampliar la utilidad práctica y clínica de la escala en contextos educativos y psicológicos variados.Tercero: la E-ARST presenta un desbalance en la representación de los componentes actitudinales (50 % conativo, 30 % cognitivo, 20 % afectivo). Futuras versiones deberían incorporar más ítems afectivos para evaluar si emerge una estructura multidimensional. Aunque la escala es útil para intervenciones centradas en conducta y creencias, pero no debe interpretarse como una medida integral de actitudes tripartitas. Cuarto: dado que no se pudo evidenciar la validez convergente y divergente de la escala a través de correlaciones con otros instrumentos similares, reconocemos que esto constituye una limitación metodológica. Por tanto, futuras investigaciones deberían administrar la E-ARST junto con medidas de constructos relacionados para reforzar su validez de constructo.

Quinto: otra limitación es que los 10 ítems de la E-ARST están formulados en una misma dirección. Esta homogeneidad puede incrementar la susceptibilidad al sesgo de deseabilidad social en adolescentes. En este caso, no se implementaron procedimientos de control de este sesgo más allá del anonimato y la instrucción de sinceridad. En tal sentido, futuras versiones de la E-ARST deberían incluir ítems en dirección invertida para reducir posibles sesgos de respuesta.Sexto: la muestra se restringió a participantes de 18 a 24 años (adolescencia tardía y adultez temprana). Por lo tanto, los resultados no son directamente generalizables a adolescentes más jóvenes (12-17 años). Al respecto, futuros estudios deberían validar la E-ARST en muestras de escolares de educación secundaria para extender su aplicabilidad a programas de educación sexual en edades tempranas. Por último, la ausencia actual de normas de interpretación o puntuaciones de referencia limita la utilidad inmediata del instrumento en contextos aplicados, por lo que se recomienda que futuros estudios establezcan puntos de corte clínicos y baremos para distintos grupos etarios, regionales y educativos, fortaleciendo así su valor para el diseño de políticas públicas en salud reproductiva con evidencia psicométrica culturalmente sensible.

CONCLUSIONES

La E-ARST se posiciona como el primer instrumento psicométricamente sólido para medir actitudes hacia relaciones sexuales tempranas en adolescentes tardíos y adultos jóvenes peruanos de 18 a 24 años, demostrando propiedades excepcionales de fiabilidad, validez e invarianza de medición. Este instrumento facilita la investigación y la promoción de políticas de salud sexual adaptadas al contexto peruano, así como el desarrollo de estudios longitudinales y multicéntricos en América Latina. No obstante, se recomienda cautela al extender su uso a poblaciones de adolescentes más jóvenes (12 a 17 años), ya que la escala no ha sido validada en ese grupo etario. Futuros estudios deberán confirmar sus propiedades psicométricas en escolares de educación secundaria antes de recomendar su aplicación en programas de prevención dirigidos a adolescentes menores.