Medir y Evaluar Nº 4

MEDIR Y EVALUAR

Facultad de Ciencias Humanas Programa Gestión de Proyectos Dirección de Acompañamiento Integral Dirección de Bienestar Universitario Sede Bogotá

medir y evaluar NÚMERO IV, AÑO 2022 ISSN 2539-3677 / ISSN en línea 2806-0512 Universidad Nacional de Colombia Facultad de Ciencias Humanas Sede Bogotá

Rectora DOLLY MONTOYA CASTAÑO Vicerrector de sede JOSÉ ISMAEL PEÑA REYES

Director Bienestar Sede Bogotá OSCAR OLIVEROS GARAY Jefe de División de Acompañamiento Integral

ZULMA EDITH CAMARGO CANTOR Coordinador Programa Gestión de Proyectos WILLIAM GUTIÉRREZ MORENO Decana de la Facultad de Ciencias Humanas CARLOS GUILLERMO PÁRAMO BONILLA

Directora de Bienestar Ciencias Humanas EUCARIS OLAYA

COMITÉ EDITORIAL Dirección

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Andrea Méndez Ángel

Camila Natalia Barragán Ibánez Hazzel Johanna Amaya Melo

Juan Daniel Barragán Fuentes Laura Daniela Ibagón Cely Luisa Fernanda Castañeda Ballesteros

Juan Sebastián Argüello Chiquiza Sebastián Pajoy Peña

Sergio Andrés Prada León Corrección de Estilo Albalucía del Pilar Gutiérrez Diseño, diagramación e ilustración de portada Alejandro Sepúlveda Gauer (CVT)

El grupo estudiantil Revista “Medir y Evaluar” nace en el Laboratorio de Psicometría del Departamento de Psicología, con el propósito de fomentar la publicación de artículos de carácter cualitativo, cuantitativo o mixto en medición y evaluación en psicología y áreas afines, realizados por estudiantes de pregrado y posgrado adscritos a universidades nacionales y extranjeras.

Contacto MEDIR Y EVALUAR mevalua_fchbog@unal.edu.co /Labpsicometria http://bit.ly/psicometria_UNAL

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Los textos presentados en la siguiente publicación expresan la opinión de sus respectivos autores y la Universidad Nacional de Colombia no se compromete directamente con la opinión que estos pueden suscitar.

El grupo estudiantil Revista “Medir y Evaluar” nace en el Laboratorio de Psicometría del Departamento de Psicología, con el propósito de fomentar la publicación de artículos de carácter cualitativo, cuan titativo o mixto en medición y evaluación en psicología y áreas afines, realizados por estudiantes de pregrado y postgrado adscritos a universidades nacionales y extranjeras.

DISEÑO Y APLICACIÓN PILOTO DE LA ESCALA DE APOYO SOCIAL PERCIBIDO EN ADOLESCENTES (ASPA)

CONSTRUCCIÓN Y PILOTAJE DEL TEST DE COMPRENSIÓN LECTORA (COMLEC) PARA ADOLESCENTES Y JÓVENES ADULTOS

EL PAPEL DE LA INTELIGENCIA INTRAPERSONAL Y SU RELACIÓN CON LA DEPRESIÓN EN ESTUDIANTES DE LA UNIVERSIDAD NACIONAL DE COLOMBIA, SEDE BOGOTÁ

DISEÑO, CONSTRUCCIÓN Y PILOTAJE DE UNA ESCALA PARA EVALUAR DEPENDENCIA EMOCIONAL EN ESTUDIANTES UNIVERSITARIOS DE LA CIUDAD DE BOGOTÁ PAQUETES DE PSICOMETRÍA EN R DIDÁCTICA EN R

CONTENIDO

editorial

La evaluación es un proceso básico en muchas áreas de la psicología apli cada, desde la psicología clínica hasta la forense, pasando por la organi zacional y la educativa, entre otras. En muchas ocasiones se confunde la evaluación con la medición, pero la evaluación va mucho más allá, porque implica hacer un juicio y tomar decisiones con base en las eviden cias encontradas por los diferentes procesos de medición. Por supuesto, entre mejor sea el proceso de medición, más acertada será la evaluación. Para servir adecuadamente al proceso de evaluación, la medición debe cumplir, por lo tanto, con características mínimas de calidad, y una de las principales es la validez.

La definición tradicional de validez, que perduró por décadas, consistía simplemente en que el test midiera realmente lo que decía medir. Luego, a finales de los 80, la definición cambió, y la validez se definió principal mente por el grado con el que las evidencias empíricas y teóricas daban soporte a inferencias apropiadas extraídas de los puntajes de los test (Messick, 1989). De esta forma, la validez ya no depende únicamente del test (es decir, no es un atributo propio del test), sino que se centra en sus inferencias. Entonces, surgen por lo menos dos preguntas: ¿Qué inferencias se pueden hacer? ¿Con base en qué se realizan? Para poder responder a estos cuestionamientos, se necesita revisar los procesos de validación de los test, reorientándolos para que puedan proveer evidencia empírica fuerte para sustentar las inferencias sobre las puntuaciones de estos. Ahora bien, también se requiere de algún criterio que permita establecer qué tan adecuadas son las inferencias. Este criterio puede ser

la consiliencia, un concepto que proviene de la filosofía de la ciencia y que fue introducido por William Whewell, quien planteó que esta sucede “[…] cuando una inducción obtenida de una clase de hechos coincide con una inducción obtenida de otra clase diferente […] (de Asúa, 2009, p. 25). Aunque la consiliencia se introdujo en el campo de la prueba de teorías, se propone su aplicación para la validación de test psicológicos.

Los estándares de la Asociación Estadounidense de Psicología (APA) y compañía (2014) establecen varias fuentes de evidencia de validez: evidencia basada en el contenido del test, validez basada en el proceso de respuesta, evidencia basada en la estructura interna, evidencia basada en la relación con otras variables y, finalmente, evidencia por las conse cuencias del test. Esta última se encuentra en plena discusión.

En cuanto a la evidencia basada en el contenido, esta se obtiene de la relación entre el contenido de la prueba y el constructo. Con frecuencia, se estima por medio del juicio de expertos, evaluando qué tanto acuerdo hay entre los jueces. En este punto, es fundamental que los jueces sean de diferentes formaciones y enfoques, porque cuando todos tienen un perfil similar o tienen la misma mirada pueden presentar niveles altos de concordancia, pero las inferencias serán menos fuertes que si los jueces provienen de formaciones y experiencia diversas, como lo plantea el principio de consiliencia. Por su parte, la validez de contenido es necesaria, pero no suficiente, para una validación de la prueba, dado que puede soportar inferencias sobre el dominio de la prueba, mas no sobre el comportamiento. La evidencia basada en la estructura interna de la prueba tiene la misma limitación que la de contenido. En cambio, la evidencia basada en relación con otras variables ofrece información valiosa sobre la relación de la prueba con variables externas como, por ejemplo, variables medidas a futuro. Así, se pueden realizar inferencias predictivas acerca de qué tan bien se va a desempeñar un trabajador, si un estudiante va a tener éxito en una carrera particular o si un paciente va a adherirse a un tratamiento. Esta orientación también puede evaluar si subgrupos diferentes se comportan de forma diferencial en la prueba, como por ejemplo cuando se desea establecer si una prueba de com prensión de ecuaciones diferenciales funciona diferente si se realiza a estudiantes de matemáticas o a estudiantes de artes. Los resultados de estas relaciones con otras variables deben converger con lo que se espera teóricamente. De hecho, la teoría en la que se sustenta la prueba orienta

qué medidas empíricas podrán ser evidencias de validez, pues es contra las predicciones de la teoría que se comparan las diferentes formas de evidencia. La teoría es, entonces, la base de la consiliencia.

La convergencia entre las diferentes evidencias de validez no solo se espera por la necesidad de consiliencia, sino porque la validez misma tuvo también un giro hacia una visión unitaria; por tanto, los distintos tipos de evidencias deben converger. Como se mencionó previamente, la con vergencia se basa en el constructo y este se considera como constructo únicamente cuando forma parte de una teoría. De lo contrario, es solo un concepto. Aquí radica la importancia de que toda prueba debe tener una teoría sobre la que se basa. Cuando esto no sucede, las inferencias se quedan sin asidero, porque, ¿contra qué se comparan?, ¿contra lo que espera el evaluador?

Finalmente, la validación de una prueba es un proceso que nunca termina, ya que los constructos cambian y se actualizan, con lo que la prueba también debe cambiar y actualizarse. Además, una prueba puede ser aplicada en otra población o en otro contexto de la psicología apli cada, lo que requiere nuevamente su validación. Para tales propósitos, la consiliencia es la que puede permitir evaluar qué tan fuertes son las inferencias que se deriven de las evidencias de validez para estos nuevos contextos. Cuantos más métodos y evidencias de validez se tengan, de fuentes diversas que presenten consiliencia, mayor es la fuerza que tendrá la validez de la prueba.

R EFERENCIAS

American Educational Research Association (AERA), American Psy chological Association (APA) y National Council on Measurement in Education (NCME). (2014). Standards for Educational and Psy chological Testing. American Educational Research Association. de Asúa, M. (2009). Darwin y Humboldt. Ciencia Hoy, 19(113), 20-29.

diseño y aplicación

piloto de la escala de apoyo social PERCIBIDO EN ADOLESCENTES (ASPA)

Camila Andrea Moreno Sierra / caamorenosi@unal.edu.co Estudiante de Psicología de la UNAL Laura Daniela Ibagón Cely / ldibagonc@unal.edu.co Psicóloga de la UNAL María Alejandra Rivera Ramírez / alriverara@unal.edu.co Psicóloga de la UNAL Yoseline Janeth Urbina Meza / yurbina@unal.edu.co Psicóloga de la UNAL

»RESUMEN

Este escrito presenta el proceso de construcción y análisis de la escala ASPA, la cual pretende medir el Apoyo Social Percibido en adolescentes escolares. El estudio piloto se llevó a cabo en dos colegios de la ciudad de Bogotá, con la escala compuesta por 96 ítems. Se estimaron evidencias sobre la validez de contenido y estructura interna de la escala, así como evidencias de confiabilidad de consistencia interna. Entre los resultados se encontró que la escala ASPA no era unidimensional, pero sí los tres (3) subtests que la componen. Además, se obtuvieron valores en Alfa de Cronbach entre 0.94 y 0.98 en cada subtest del instrumento y la mayoría de los ítems cargaron en las subdimensiones propuestas. En general, la escala ASPA proporciona información acerca del tipo de apoyo social percibido, las fuentes de procedencia, el tamaño de la red social y la fuerza de los vínculos de dicha red en adolescentes escolares.

Palabras clave: Apoyo social, adolescentes, familia, amigos, otras personas cercanas, escala, instrumento.

Y APLICACIÓN PILOTO DE LA ESCALA DE APOYO SOCIAL PERCIBIDO EN ADOLESCENTES (ASPA)

»ABSTRACT

This paper presents the construction and analysis process of the ASPA scale, which aims to measure social support perceived in adolescents. The pilot study was carried out in two schools in the city of Bogotá, with a 96 items scale. Evidence of validity of content and internal structure of the scale were estimated, as well as evidence of reliability of internal consistency. Among the results, we found that the ASPA scale was not one-dimensional but the three subtests that compose it were one-dimensional. In addition, Cronbach's alpha values were between 0.94 and 0.98 in each subtest of the instrument and most of the items loaded in the subdimensions proposed. In general, the ASPA scale provides information about the type of support perceived, the sources of origin, the size of the social network and the links’ strength of this network in school adolescents.

Keywords: Social support, adolescents, family, friends, other close people, scale, instrument.

I NTRODUCCIÓN

Según Johnson y Sarason (1979) (citados en Pando y Aranda, 2013), el Apoyo Social (AS) debe ser comprendido a partir de las relaciones de confianza que le dan al individuo determinado grado de acceso a recursos sociales, mientras que Kaplan et al. (1997) proponen que el AS está aso ciado al grado de satisfacción de un indi viduo respecto a sus necesidades sociales. El AS también ha sido conceptualizado como vínculos entre individuos que per miten la adaptación a situaciones de estrés, de reto o privación (Caplan y Killilea, 1976) y como un intercambio social caracteri zado por generar sentimientos de valía y de pertenencia a un grupo (Weiss, 1974; Shumaker y Brownell, 1984).

Frente a esta pluralidad conceptual, Lin (1986) propone una definición inte gradora en la que el AS se entiende como un “conjunto de provisiones expresivas o instrumentales —recibidas o percibidas— proporcionadas por la comunidad, las redes sociales y las personas de con fianza” (citado en Aranda y Pando, 2013). Las provisiones “recibidas” aluden a la dimensión objetiva del AS, donde existen transacciones de ayuda reales, mientras que las provisiones “percibidas” aluden a la dimensión subjetiva del AS, en la que un individuo evalúa la ayuda recibida, no solo en términos materiales sino también en términos intangibles expresivos o afectivos (Aranda y Pando, 2013).

El estudio del AS recibido suele realizarse teniendo en cuenta la red social personal, la cual alude a la suma de todas las relaciones interpersonales que un individuo percibe como significativas (Sluzki, 1979 y Steinmetz, 1988, citados en Clemente, 2003). Además, tal estudio del AS recibido se plantea desde una perspectiva cuantitativa-estructural en la que se evalúa la cantidad de relaciones sociales, el grado de confianza y el número de acciones de apoyo recibidas (Durá y Garcés, 1991; Aranda y Pando, 2013). Por su parte, el AS percibido se ha investigado principalmente desde una perspectiva cua litativa-funcional, en la que se indaga por la calidad del AS que un sujeto percibe de sus relaciones significativas (Barra, 2004).

Conceptualizaciones más recientes postulan que el constructo AS se compone de tres subdimensiones funcionales: el apoyo emocional, el cual abarca aspectos relacionados con la intimidad, el apego, la sensación de confort, el cuidado y la preocupación; el apoyo material referido a la prestación o disponibilidad de ayuda en forma de recursos materiales; y el apoyo informacional, el cual comprende la provisión de consejos, guías u orientación relevante en una situación dada (Aron et al. 1995, citados en Orcasita y Uribe, 2010).

Según la evidencia, tanto la cantidad como la calidad del AS tienen efectos signi ficativos en el bienestar y la salud (Dolbier y Steinhardt, 2000, citados en Barra, 2004). Asimismo, estudios como el de Dunkel-Schetter (1984) resaltan la impor tancia de tener en cuenta quién ofrece

el AS, puesto que su efectividad muchas veces depende de la fuente de procedencia (citado en Durá y Garcés, 1991).

Según Orcasita y Uribe (2010), las personas que perciben altos niveles de AS tienden a poseer un autoconcepto alto, estilos de afrontamiento del estrés más adecuados, una alta “[…] autoestima y autoconfianza, mayor control personal y bienestar subjetivo, así como una mejor salud en general” (p. 72). En este sentido, el AS se considera un recurso necesario para el afrontamiento de situaciones críticas o estresantes (Orcasita y Uribe, 2010) y para afrontar las diferentes exigencias propias de cada etapa del ciclo vital (Ramos y Salinas, 2010; Schaie y Willis, 2003, citados en Uriarte, 2007; Vivaldi y Barra, 2012).

El AS cobra especial relevancia en la etapa de la adolescencia debido a los cambios biopsicosociales involucrados, capaces de afectar las dinámicas rela cionales del adolescente. En esta etapa crítica, las fuentes de apoyo son los mejores predictores de ajuste psicosocial (Gracia et al., 1995 citados en Orcasita y Uribe, 2010).

La adolescencia se define como un periodo de transición caracterizado por una serie de cambios, que inicia alrededor de los 11 años y finaliza en torno a los 20 años (Stassen, 1997, citado en Orcasita y Uribe, 2010). Durante esta etapa, el adolescente se encuentra en una condición de vulnerabilidad donde debe desarrollar, consolidar e integrar cambios físicos, cognitivos y psicosociales. Además, se ve expuesto a múltiples riesgos que pueden afectar su desarrollo, como el

embarazo no deseado, el uso de sustancias psicoactivas, la conducta antisocial, la depre sión y el suicidio (Papalia et al., 2009).

Frente a estos riesgos, resulta funda mental la influencia de la familia, los amigos y las demás personas que conforman la red social del adolescente (Papalia et al. , 2009). Una familia con fuertes vínculos afectivos, reglas y valores claros, así como la constante supervisión y el apoyo parental, puede aumentar la autoestima, el desarrollo de relaciones positivas, el ajuste escolar y la competencia (Orcasita y Uribe, 2010). Asimismo, puede reducir las conductas antisociales y la probabilidad de sufrir trastornos mentales como depresión y ansiedad (Helsen et al., 2000; Papalia et al., 2009). Si el adolescente no encuentra apoyo en su núcleo familiar, lo buscará en grupos informales que pueden influir tanto positiva como negativamente (Florenzano, 2002). Los amigos, por su parte, representan una fuente de afecto, simpatía, comprensión y guía moral que posibilitan la consecución de una identidad estable, además, proporcionan un espacio para lograr la propia autonomía e independencia (Papalia et al., 2009). Adicio nalmente, el ambiente escolar resulta ser un factor importante, ya que puede amortiguar presiones o consecuencias negativas y contribuye a la adquisición de aprendizajes, valores y comportamientos básicos en los procesos de socialización (Estévez et al. , 2005, citados en Orcasita y Uribe, 2010).

Aunque el AS se configura como un recurso necesario para el adolescente, existen pocos instrumentos psicológicos

para evaluarlo como el Cuestionario de Apoyo Social (CAS) creado por Van Aken (1997) y la Escala Multidimensional de Apoyo Social (MSPSS) de Zimet et al. (1988). Ninguno de estos se encuentra adaptado al contexto colombiano ni a la población adolescente. Debido a esta escasez de ins trumentos en Colombia y a la importancia del AS en la adolescencia, la presente investigación tiene como objetivo diseñar un instrumento que permita identificar las características estructurales y funcionales del AS percibido en adolescentes escolari zados de 12 a 17 años, con el fin de adquirir información que permita guiar la creación de estrategias para el fortalecimiento, el mantenimiento y el aumento de dicho apoyo.

A partir de las diferentes definiciones revisadas y la propuesta conceptual de Lin (1986) (citada en Aranda y Pando, 2013), definimos el AS como el conjunto de acciones reales y percibidas dirigidas hacia una persona con el fin de proporcionarle bienestar, tanto en situaciones de crisis como en situaciones de la vida cotidiana. Dichas acciones son ejecutadas por la red social del individuo, la cual se compone por la comunidad a la que pertenece, su familia, sus amigos o su pareja sentimental.

En este punto es importante mencionar algunas diferencias entre este constructo y otros relacionados. En el anexo 1 se puede ver que el AS, aunque se asemeja al término red social y orientación, no es sinónimo de estos. Además, resulta ser un constructo antónimo a la dependencia emocional, la codependencia y el bullying. Por último,

DISEÑO Y APLICACIÓN PILOTO DE LA ESCALA DE APOYO SOCIAL PERCIBIDO EN ADOLESCENTES (ASPA)

contribuye al desarrollo de diferentes estados y procesos, como el bienestar, la calidad de vida, el aprendizaje, el sentido de logro, la salud, la resiliencia, la integración social y el afrontamiento.

Para el desarrollo del instrumento comprendemos el constructo desde su dimensión estructural y funcional. La pri mera se refiere a la fuerza de los vínculos y al tamaño de la red social de la que se per cibe el apoyo. La segunda hace énfasis en la percepción del contenido de las relaciones significativas de un individuo y la utilidad de dichas relaciones. Asimismo, con base en lo expuesto por Barra (2004) y Orcasita y Uribe (2010), se asume que el AS se divide en tres subdimensiones:

• La subdimensión emocional, refe rida a acciones capaces de fomentar los sentimientos de bienestar afectivo. Como consecuencia de estas, el sujeto receptor

M ÉTODO

Muestra

La muestra estuvo conformada por adolescentes (61 hombres y 63 mujeres) entre los 12 y 17 años (M= 14,72; SD= 1,41), estudiantes de los colegios privados La Nueva Estancia y Liceo Tommy’s, ubicados en la localidad de Ciudad Bolívar en el sur de Bogotá. La distribución de la muestra por grado fue de 17 en 7º, 21 en 8º, 27 en 9º, 29 en 10º y 30 en 11º. Otra característica descriptiva de la muestra es su nivel socioeconómico, correspondiente a niveles entre bajo-bajo y medio del sistema

se siente querido, respetado, escuchado, acompañado o reconocido como parte de un grupo. En síntesis, abarca expresiones de amor, afecto, cariño, simpatía y empatía.

• La subdimensión informacional, la cual comprende guías y consejos que le pueden permitir a un individuo afrontar diferentes demandas del entorno.

• La subdimensión material, relacio nada con la prestación de ayuda tangible para solucionar situaciones concretas, lo cual implica un flujo de recursos moneta rios —dinero en efectivo— o no monetarios —vestuario—.

Finalmente, es relevante mencionar que el instrumento solo evaluará el AS percibido por el adolescente. Esto se debe a que la escala es un instrumento de autorreporte y la información recolectada estará mediada por la percepción del individuo sobre el apoyo que recibe.

de estratificación colombiano (estrato 1, 2, 3 y 4). El muestreo realizado fue por conveniencia y los criterios de inclusión fueron (i) ser adolescente escolarizado con edad entre los 12 y 17 años, (ii) entregar debidamente firmados el consentimiento y el asentimiento informado y (iii) diligenciar en su totalidad la escala ASPA.

Instrumentos

Escala de Apoyo Social Percibido en Adolescentes (ASPA). La primera parte del instrumento se compone de 6 ítems que abarcan la dimensión estructural del AS,

donde se indaga por el tamaño de la red social del adolescente y la fuerza de los vínculos de dicha red, teniendo en cuenta las categorías de familia, amigos y otras personas cercanas. La segunda parte del instrumento abarca la dimensión funcional del AS, la cual recoge información sobre la frecuencia de ciertas situaciones con base en una escala Likert de 0 a 4, donde 0 signi fica “nunca” y 4 significa “siempre”. Para este apartado se elaboraron tres (3) subtests conformados con los mismos ítems, cada uno evalúa una de las tres (3) fuentes de AS del adolescente (familia, amigos y otras personas cercanas). En total, la dimensión funcional se compone de 90 ítems, 30 en cada subtest.

Procedimiento

Inicialmente, se realizó una revisión bibliográfica sobre el AS con el fin de esta blecer las características más relevantes

Y

APLICACIÓN

PILOTO DE LA ESCALA DE APOYO SOCIAL PERCIBIDO EN ADOLESCENTES (ASPA)

del constructo, una definición pertinente, su red nomológica y las distintas formas en las cuales ha sido evaluado. Seguidamente, se decidió evaluar los componentes estructurales (tamaño y fuerza de la red social) y funcionales (apoyo emocional, material e informacional) del constructo, con el propósito de obtener un instrumento más completo. Además, teniendo en cuenta las consideraciones de Dunkel-Schetter (1984) (citado en Durá y Garcés, 1991) sobre la importancia de evaluar la procedencia del AS, la dimensión estructural y funcional fueron medidas en relación con las cate gorías de familia, amigos y otras personas cercanas.

Después de establecer las dimensiones, se procedió a realizar dos tablas de especi ficaciones de prueba, una para la dimensión estructural (ver tabla 1) y otra para la dimensión funcional del AS (ver tabla 2):

Tabla 1. Especificaciones de prueba para la dimensión estructural del AS. Dimensiones

Fuente: elaboración propia.

Tabla 2. Especificaciones de prueba para la dimensión funcional del AS.

Dimensiones

Emocional Material Informacional Totales

Objetivo Tipo Número de ítems

Familia Likert 14 8 8 30

Estructural

Amigos Likert 14 8 8 30

Otros Likert 14 8 8 30 Totales 42 24 24 90

Fuente: elaboración propia.

Posteriormente, se procedió a elaborar un conjunto inicial de 95 ítems: 93 corres pondientes a la dimensión funcional y 2 ítems para la dimensión estructural. Con el fin de obtener evidencias sobre la validez de contenido, se realizó la validación por juicio de expertos con un profesional del área de psicología social con enfoque en infancia y adolescencia empleando la plantilla propuesta por Escobar-Pérez y Cuervo-Martínez (2008). Esta plantilla plantea calificar cada ítem en una escala de 1 a 4, en donde 1 corresponde con “no cumple con el criterio” y 4 cumple con el criterio en un “alto nivel”, de acuerdo con los criterios de suficiencia, claridad, coherencia y relevancia. A partir de sus comentarios, se decidió volver a redactar los ítems de la dimensión estructural y dividir los 2 ítems de esta sección en 6 ítems. Adicionalmente, se decidió eliminar el ítem 25 de todos los subtests (familia, amigos y otras personas).

En suma, la escala usada en el pilotaje estuvo conformada por 6 ítems para la dimensión estructural y por 90 ítems para la dimensión funcional, donde el ítem 9, 39 y 69 son inversos.

El análisis de los datos se realizó con procedimientos de la Teoría Clásica de los Tests (TCT), por medio de los programas SPSS (versión 25) y Lertap. Se llevaron a cabo cuatro (4) análisis factoriales por ejes principales con rotación Varimax, con el fin de obtener evidencias de validez sobre la estructura de la escala.

Asimismo, con el objetivo de evaluar la confiabilidad por consistencia interna, se rea lizó la prueba de dos mitades para cada uno de los subtests de la dimensión funcional. Para esto, los ítems fueron divididos y organizados de la siguiente manera: los primeros 7 ítems de la subdimensión “emocional” se pusieron en la primera mitad y los otros 7 ítems de dicha subdimensión se situaron en la segunda mitad; asimismo, los primeros 4 ítems de la subdimensión “material” se acomodaron en la primera mitad y los otros 4 ítems se pusieron en la segunda mitad. Finalmente, los primeros 4 ítems de la subdimensión “informacional” se organizaron en la primera mitad y los otros 4 ítems se ubicaron en la segunda mitad.

Además, se calculó el alfa de Cronbach para cada subtest con el fin de analizar la confiabilidad por consistencia interna.

Adicionalmente, se desarrolló un análisis de los ítems desde la Teoría de Respuesta

R ESULTADOS

Juicio de expertos

La primera evaluación de contenido fue desarrollada por el doctor en Psicología Eduardo Aguirre Dávila, actual director y profesor del Departamento de Psicología de la Universidad Nacional de Colombia. Él cuenta con más de treinta años de expe riencia en ciencias sociales, niñez, juventud, socialización y crianza. Su promedio de calificación en los 4 criterios fue de 3,9/4.

La segunda evaluación —realizada des pués del estudio piloto— fue llevada a cabo por la doctora en Salud Pública y psicóloga Magnolia del Pilar Ballesteros, actual docente del Departamento de Psicología de la Universidad Nacional de Colombia. Ella cuenta con catorce años de experiencia en salud y política pública, psicología social y alteraciones en el desarrollo. Su promedio de calificación fue diferencial en cada criterio: en suficiencia fue de 3,7/4, en coherencia fue de 4/4, en relevancia fue de 3,9/4 y en claridad fue de 3,8/4.

Según lo calificado por el primer juez, todos los ítems son suficientes, relevantes, claros y pertinentes para medir el cons tructo. Sin embargo, la segunda jueza consi dera que los ítems 1, 2 y 3 deben incluir una especificación temporal para cumplir con el criterio de suficiencia. También considera eliminar la palabra “intencional” de los ítems 9, 39 y 69, y eliminar el ítem 14, porque

Y APLICACIÓN PILOTO DE LA ESCALA DE APOYO SOCIAL PERCIBIDO EN ADOLESCENTES (ASPA)

al Ítem (TRI) para cada subtest, por medio del programa Winsteps.

evalúa lo mismo que el ítem 20. Finalmente, la jueza considera necesario evitar el uso de la expresión “me ayudan” en los ítems 29, 31, 59, 61, 89 y 91 y la expresión “están dispuestos” en los ítems 36, 66 y 96, porque no aluden a acciones específicas.

Dimensión estructural

Para evaluar el tamaño de la red social, se indagó por la cantidad de familiares, amigos y otras personas cercanas, obteniendo valores entre 0 y 29 en la categoría de familia (Me= 5,00), valores entre 0 y 19 en la categoría de amigos (Me=4,00) y valores entre 0 y 32 en la categoría de otras personas cercanas (Me=2,00). Adicionalmente, el instrumento indagó por el número de hermanos de cada participante, obteniéndose un valor mínimo de 0 y un valor máximo de 6 (Me=1,00). La escala indaga por este último dato porque puede resultar relevante a la hora de evaluar el AS proveniente de la familia en los casos particulares.

Respecto a la evaluación de la fuerza de los vínculos para cada categoría, se debe mencionar que el puntaje mínimo y máximo posible era de 0 y 7, respectivamente. En la categoría de familia se obtuvieron valores entre 1 y 7 (M=5,524; SD=1,053); en la categoría de amigos, entre 0 y 7 (M=4,08; SD=2,87), y en la categoría de otras personas cercanas, valores entre 0 y 7 (M=1,34; SD=2,48).

Dimensión funcional

El puntaje total mínimo y máximo posible era 0 y 360, respectivamente, y para cada subtest era 0 y 120. Los puntajes totales obtenidos en la dimensión funcional oscilaron entre 54 y 328 (M= 214,59; SD= 58,34). En el subtest de familia se obtu

vieron puntajes totales entre 34 y 120 (M= 88,41; SD= 18,78), en el subtest de amigos se obtuvieron puntajes totales entre 10 y 117 (M= 71,28; SD= 24,60) y en el subtest de otros se obtuvieron puntajes totales entre 4 y 112 (M= 54,90; SD= 32,72).

Figura 1. Diagrama de cajas y bigotes – dimensión funcional.

Fuente: elaboración propia.

Análisis Factorial Exploratorio (AFE)

Con el fin de obtener evidencia sobre la validez de la estructura interna de la prueba, se realizaron cuatro (4) análisis factoriales exploratorios (AFE), uno por cada subtest. La extracción fue realizada por ejes principales y se delimitó a tres (3) factores, teniendo en cuenta la teoría

del constructo. Además, se empleó el método de rotación Varimax en cada AFE. Antes de realizar cada uno de los análisis, se evaluó su viabilidad por medio de la prueba Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) y la prueba de esfericidad de Bartlett, y se obtuvieron como resultado correlaciones satisfactorias para realizar todos los AFE y una significancia menor a 0,05 (ver tabla 3).

Tabla 3. Resultados de las pruebas KMO y esfericidad de Barlett en los 4 AFE.

Análisis factorial exploratorio KMO Bartlett – Significancia

Toda la prueba 0,77 0,01

Subtest familia 0,88 0,01

Subtes amigos 0,92 0,01

Subtest otras personas cercanas 0,97 0,01

Fuente: elaboración propia.

Con respecto al AFE de cada subtest, se observó unidimensionalidad debido a que la varianza del primer factor explica más del

Y APLICACIÓN PILOTO DE LA ESCALA DE APOYO SOCIAL PERCIBIDO EN ADOLESCENTES (ASPA)

30 % de la varianza total y fue cuatro (4) veces mayor que la varianza explicada por el segundo factor (ver tabla 4).

Tabla 4. Porcentaje de varianza explicada.

% Varianza explicada

Categoría 1° factor 2° factor

Familia 37,82 8,29 Amigos 46,35 7,51 Otros 62,88 4,81

Fuente: elaboración propia.

Con relación al AFE del subtest de familia, se encontró en la matriz factorial rotada que los ítems cargaron en su mayoría en los factores correspondientes a las subdimensiones propuestas: el factor 1 la subdimensión “emocional”, el factor 2 la “informacional” y el factor 3 la “material” (tabla 5). Sin embargo, algunos ítems cargaron en otros factores que no corres ponden a su subdimensión, como lo es el

ítem 9, el cual se esperaba que cargara en el factor 1 y cargó en el factor 3; el ítem 15 que se esperaba que cargara principalmente en el factor 3 y cargó de manera similar en dicho factor y en el factor 1; los ítems 17, 21 y 22, que se esperaban que cargaran en el factor 3 y cargaron en el factor 2; los ítems 23 y 26, que no cargaron en el factor 2 sino en el factor 1, y, finalmente, el ítem 30, que cargó en el factor 3 y no en el factor 2.

Tabla 5. Matriz de factor rotado-subtest familia.

Matriz de factor rotado Factor 1 2 3

ÍTEM_1 0,76 0,19 0,13 ÍTEM_2 0,58 0,29 0,25 ÍTEM_3 0,71 0,26 -,01 ÍTEM_4 0,81 0,25 0,07 ÍTEM_5 0,74 0,09 0,18 ÍTEM_6 0,66 0,10 0,15 ÍTEM_7 0,67 0,18 0,20 ÍTEM_8 0,44 0,16 0,42 ÍTEM_9 0,26 0,02 0,30

Matriz de factor rotado Factor 1 2 3

ÍTEM_10 0,68 0,38 0,02 ÍTEM_11 0,58 0,24 0,16 ÍTEM_12 0,70 0,22 0,22 ÍTEM_13 0,61 0,24 0,35 ÍTEM_14 0,72 0,19 0,34 ÍTEM_15 0,36 0,19 0,36 ÍTEM_16 0,20 0,09 0,56 ÍTEM_17 0,21 0,36 0,34 ÍTEM_18 0,04 0,09 0,69 ÍTEM_19 0,05 0,09 0,58 ÍTEM_20 0,02 0,12 0,70 ÍTEM_21 0,29 0,50 0,24 ÍTEM_22 0,18 0,48 0,18 ÍTEM_23 0,61 0,49 0,05 ÍTEM_24 0,48 0,57 -,06 ÍTEM_25 0,53 0,64 0,03 ÍTEM_26 0,47 0,46 0,18 ÍTEM_27 -,02 0,65 0,16 ÍTEM_28 0,24 0,69 0,13 ÍTEM_29 0,23 0,64 0,16 ÍTEM_30 0,17 0,21 0,34

Fuente: elaboración propia.

Al realizar el AFE del subtest de amigos, se obtuvo en la matriz factorial rotada que los ítems cargaron en su mayoría en los factores que corresponden a las subdi mensiones propuestas, siendo el factor 1 la subdimensión “emocional”, el factor 2 la “informacional” y el factor 3 la “material” (tabla 6). Sin embargo, algunos ítems

cargaron en otros factores: los ítems 38 y 39, los cuales se esperaban que cargaran en el factor 1 y cargaron en el factor 3; el ítem 52, que cargó en el factor 1 y no en el factor 3, y los ítems 53, 54 y 55, los cuales se esperaban que cargaran en el factor 2 y cargaron en el factor 1.

Y APLICACIÓN PILOTO DE LA ESCALA DE APOYO SOCIAL PERCIBIDO EN ADOLESCENTES (ASPA)

Tabla 6. Matriz de factor rotado-subtest amigos.

Matriz de factor rotado Factor

1 2 3

ÍTEM_31 0,62 0,08 0,35 ÍTEM_32 0,56 0,24 0,46 ÍTEM_33 0,74 -0,01 0,44 ÍTEM_34 0,73 0,04 0,37 ÍTEM_35 0,69 0,28 0,17 ÍTEM_36 0,72 0,14 0,03 ÍTEM_37 0,64 0,25 0,20 ÍTEM_38 0,39 0,22 0,46 ÍTEM_39 0,15 0,17 0,16 ÍTEM_40 0,64 0,28 0,28 ÍTEM_41 0,57 0,42 0,23 ÍTEM_42 0,60 0,34 0,27 ÍTEM_43 0,50 0,21 0,42 ÍTEM_44 0,53 0,31 0,47 ÍTEM_45 0,05 0,49 0,50 ÍTEM_46 0,32 0,36 0,56 ÍTEM_47 0,40 0,29 0,51 ÍTEM_48 0,22 0,36 0,53 ÍTEM_49 0,41 0,29 0,55 ÍTEM_50 0,29 0,27 0,67 ÍTEM_51 0,17 0,48 0,54 ÍTEM_52 0,49 0,28 0,31 ÍTEM_53 0,60 0,54 0,13 ÍTEM_54 0,64 0,50 0,17 ÍTEM_55 0,55 0,51 0,27 ÍTEM_56 0,41 0,65 0,15 ÍTEM_57 0,19 0,68 0,27 ÍTEM_58 0,15 0,70 0,21 ÍTEM_59 0,2329 0,63 0,30 ÍTEM_60 0,12 0,63 0,27

Fuente: elaboración propia.

En el AFE del subtest de otras personas cercanas, se observó en la matriz factorial rotada que los ítems cargaron en su mayoría en los factores correspondientes a las subdimensiones propuestas, siendo el factor 1 la subdimensión “informacional”, el factor 2 la “emocional” y el factor 3 la “material”

(tabla 7). Sin embargo, algunos ítems car garon en otros factores: el ítem 69, cargó en el factor 3 y no en el factor 2; el ítem 74, que se esperaba que cargara en el factor 2 y cargó en el factor 1, y el ítem 82, que cargó en el factor 1 y no en el factor 3.

Tabla 7. Matriz de factor rotado-subtest otros.

Matriz de factor rotado Factor 1 2 3

ÍTEM_61 0,35 0,69 0,35 ÍTEM_62 0,37 0,64 0,44 ÍTEM_63 0,30 0,73 0,32 ÍTEM_64 0,34 0,78 0,27 ÍTEM_65 0,42 0,73 0,26 ÍTEM_66 0,34 0,74 0,25 ÍTEM_67 0,49 0,57 0,39 ÍTEM_68 0,01 -0,14 -0,18 ÍTEM_69 0,48 0,51 0,51 ÍTEM_70 0,48 0,56 0,38 ÍTEM_71 0,44 0,59 0,47 ÍTEM_72 0,47 0,59 0,41 ÍTEM_73 0,49 0,56 0,39 ÍTEM_74 0,59 0,48 0,48 ÍTEM_75 0,44 0,33 0,61 ÍTEM_76 0,34 0,28 0,56 ÍTEM_77 0,47 0,35 0,54 ÍTEM_78 0,30 0,35 0,69 ÍTEM_79 0,42 0,37 0,55 ÍTEM_80 0,24 0,27 0,74 ÍTEM_81 0,52 0,11 0,58 ÍTEM_82 0,61 0,31 0,32 ÍTEM_83 0,77 0,39 0,26

Y APLICACIÓN PILOTO DE LA ESCALA DE APOYO SOCIAL PERCIBIDO EN ADOLESCENTES (ASPA)

de factor rotado Factor 1 2 3

ÍTEM_84 0,75 0,48 0,18 ÍTEM_85 0,78 0,46 0,19 ÍTEM_86 0,78 0,40 0,23 ÍTEM_87 0,71 0,23 0,39 ÍTEM_88 0,64 0,24 0,44 ÍTEM_89 0,72 0,35 0,35 ÍTEM_90 0,68 0,29 0,26

Fuente: Elaboración propia.

Dos mitades

Como resultado del análisis en el sub test de familia, se obtuvo un mayor índice de fiabilidad en la primera mitad mediante el alfa de Cronbach (Mitad 1=0,91; Mitad 2=0,86). Además, se obtuvo una correlación entre formularios de 0,85, un coeficiente de Spearman-Brown de 0,92 jkq| y un coeficiente de Guttman de 0,907. Para el subtest de amigos, se obtuvo como resultado un mayor índice de fiabilidad en su segunda mitad, mediante el alfa de Cronbach (Mitad 1=0,92; Mitad 2=0,93), una correlación entre formularios de 0,82, un coeficiente de Spearman-Brown de 0,90 y un coeficiente de Guttman de 0,90. Por último, para el subtest de otras personas cercanas se obtuvo como resultado un mayor índice de fiabilidad en la segunda mitad del subtest, mediante el alfa de Cronbach (Mitad 1=0,97; Mitad 2=0,95), una correlación entre formularios de 0,94, un coeficiente de Spearman-Brown de 0,97 y un coeficiente de Guttman de 0,97.

Con el fin de complementar el análisis de fiabilidad por consistencia interna, se estimó el alfa de Cronbach para cada uno de los tres subtests del instrumento, y se obtuvo como resultado un valor de 0,94 para familia, 0,96 para amigos y 0,98 para otras personas cercanas. En los resultados obtenidos mediante el programa Lertap se observó que la eliminación de los ítems no representa un impacto positivo o negativo mayor a 0,003, por lo que la decisión de eliminarlos no va a afectar la consistencia interna de la prueba.

En relación con la dificultad de los ítems, teniendo en cuenta la media de respuesta de cada ítem, se evidenció en el subtest de familia la existencia de quince (15) ítems con media de respuesta entre 2 y 3, y 14 ítems con media de respuesta entre 3 y 4; es decir, la mayor parte de los ítems evalúan un nivel de atributo medio-alto y hacen falta ítems para medir niveles bajos de atributo. En el subtest de amigos existen 4 ítems con media de respuesta entre 1 y 2, y 26 ítems

Matriz

con media de respuesta entre 2 y 3, lo que quiere decir que la mayor parte de los ítems evalúan un nivel de atributo bajo-medio y hacen falta ítems para medir niveles muy bajos y altos de atributo. Por último, en el subtest de otras personas hay 26 ítems con media de respuesta entre 1 y 2, y 4 ítems con media de respuesta entre 2 y 3, datos que señalan la falta de ítems para evaluar niveles altos de atributo.

Por otro lado, con respecto a la discri minación de los ítems, entendida como la correlación ítem-prueba, se encontró que algunos poseen una baja correlación (r<0,4) con cada uno de los subtests de la escala, a saber: los ítems 9, 16, 18, 19, 20, 27 y 30 en el subtest de familia, el ítem 39 en el subtest de amigos y el ítem 69 en el subtest de otras personas cercanas.

En vista de la unidimensionalidad de cada subtest de la escala y teniendo en cuenta que los ítems cumplen el supuesto de independencia local, se llevó a cabo un análisis de ítems mediante el programa Winsteps, el cual se basa en los principios

de la TRI para evaluar el ajuste de dichos ítems al modelo Rasch.

Como resultado del análisis se obtu vieron los índices Infit y Outfit de ajuste al modelo para cada subtest y, con base en lo propuesto por Linacre (2002), se consideraron los valores entre 0,7 y 1,3 de la columna del promedio al cuadrado (mean square MNSQ) como ajuste aceptable. En los subtests de familia, amigos y otros se encontró un subajuste en los ítems 12, 13, 42, 54 y 74 y un sobreajuste en los ítems 9, 18, 20, 27, 30, 36, 39, 45, 60, 69, 80 y 81, tanto en Infit como en Outfit Adicionalmente, se obtuvo el mapa de ítems (itemmap) y el gráfico de los prome dios de orden de las opciones para cada subtest, donde se evidenció que la mayoría de los ítems se distribuyeron en los niveles de atributo de 0 a 2 y la mayoría de los ítems evalúan el atributo en el orden correcto de la escala (de 0 a 4), aunque las opciones de respuesta de los ítems 8, 9, 15, 20, 22, 27, 30, 34, 39, 45, 52 y 69 se encuentran desordenadas.

D ISCUSIÓN

Los resultados de la dimensión estruc tural evidencian que los adolescentes perciben tener más familiares cercanos en comparación con el número de amigos y otras personas cercanas, y entienden dicha relación de cercanía como una rela ción de estrecha confianza y comodidad. Además, reportan que las relaciones de mayor cercanía son con sus familiares. Los resultados obtenidos en la dimensión funcional también evidencian que los adolescentes del estudio perciben más AS por parte de sus familiares, lo cual es un buen indicador de ajuste del adolescente a su etapa de desarrollo, porque la familia es el principal agente que promueve las relaciones positivas, el ajuste escolar y la competencia. Asimismo, el AS de familiares puede disminuir las conductas antisociales y la probabilidad de sufrir trastornos men tales como depresión y ansiedad (Helsen et al., 2000; Papalia et al., 2009).

Con respecto a la unidimensional de cada subtest evidenciada a partir de la varianza explicada en el primer y segundo factor es relevante mencionar que se mantuvieron las subdimensiones teóricas propuestas inicialmente, debido a que, al realizar la rotación de los ejes y la extracción de tres (3) factores, las cargas de los ítems se distribuyeron en cada subdimensión.

En relación con los ítems del subtest de familia que no cargan en las subdimensiones propuestas según los resultados del AFE, se ofrecen las siguientes explicaciones: el ítem

9 no carga en la subdimensión emocional, sino en la material, porque posiblemente está siendo entendido en términos de acciones, como golpes físicos; el ítem 15 carga de manera similar en la subdimensión material y en la emocional, porque “estar dispuesto” refiere más a un estado emo cional y no a acciones específicas; el ítem 17 no carga en la subdimensión material y, en cambio, carga en la informacional, porque probablemente la familia exige información acerca del uso del dinero que se pide pres tado; el ítem 21 no carga en la subdimensión material, sino en la informacional, ya que el significado de la palabra hobbies no fue claro para todos los participantes, la expresión “me ayudan” no implica únicamente informa ciones, sino también otro tipo de acciones, y los familiares —nuevamente— solicitan información sobre lo que se pide; el ítem 22 carga en la subdimensión informacional y no en la material, porque este ítem quedó dividido en la escala presentada a los parti cipantes del colegio Liceo Tommy’s, lo que posiblemente produjo varianza indeseada; los ítems 23 y 26 no cargan en la subdimen sión informacional, sino en la emocional, porque las expresiones “me ayudan” y “me orientan” no aluden a acciones concretas que impliquen solamente informaciones, además, dichos ítems pueden evocar sentimientos positivos que predominan a la hora de responder; por último, el ítem 30 no carga en la subdimensión informacional, sino en la material, probablemente porque en la

DISEÑO Y APLICACIÓN PILOTO DE LA ESCALA DE APOYO SOCIAL PERCIBIDO EN ADOLESCENTES (ASPA)

30

adolescencia los familiares no indican cómo llegar a un lugar, sino que, generalmente, acompañan al adolescente.

Con respecto a los ítems del subtest de amigos que no cargan en las subdimensiones propuestas, se ofrecen las siguientes explicaciones: el ítem 38 carga en la subdimensión material en vez de la emocional, porque la preocupación en amigos puede relacionarse con acciones concretas (como dar algo), más que con expresión de emociones; igualmente, el ítem 39 carga en la subdimensión material y no en la emocional, por la misma razón que el ítem 9 en la categoría de familia; el ítem 52 no carga en el factor material, sino en el emocional, probablemente porque los adolescentes no suelen tener o regalar minutos a celular, y si deciden hacerlo es porque existe cierto aprecio y una relación de confianza; finalmente, los ítems 53, 54 y 55 cargan en la subdimensión informacional y no en la emocional, porque la expresión “me ayudan” no refiere únicamente a informaciones, sino a otro tipo de acciones, y además los ítems posiblemente aluden a sentimientos de preocupación que predo minan a la hora de responder.

El subtest de otras personas cercanas presentó problemas durante la aplicación, debido a que su definición hacía referencia a personas que no fueran amigos ni fami liares (como novio/a, vecinos y profesores), pero puede que algunos evaluados vieran a su novio/a, a algún vecino y/o profesor cercano como amigos, y los contaran en el subtest anterior. Se recomienda revisar la

definición de “otras personas” para futuras aplicaciones del instrumento.

Con respecto a los ítems que no cargan en las subdimensiones propuestas, se ofrecen las siguientes explicaciones: el ítem 69 carga en la subdimensión material y no en la emocional, porque, al igual que con los ítems 9 y 39, es entendido en términos de acciones como golpes físicos; el ítem 74 no carga en la subdimensión emocional, sino en la informacional, porque la preocupación en amigos probablemente se expresa en igual grado el constructo medido (Barrios y Cos culluela, 2013). Sin embargo, se debe tener en cuenta que, a mayor número de ítems, más elevada resulta la fiabilidad (Barrios y Cosculluela, 2013). Igualmente, por medio de la estimación del alfa de Cronbach, se puede constatar que la proporción de cova riación de los ítems es alta en cada subtest respecto a su varianza total y, por tanto, el instrumento cuenta con un elevado nivel de fiabilidad por consistencia interna. Los únicos ítems que suponen un aumento del alfa si se eliminan son los ítems inversos 9, 39 y 69, cuyo contenido es el mismo. Además, estos ítems presentan una baja discrimina ción (r<0,4) con su respectivo subtest.

Al evaluar el ajuste de los ítems al modelo Rasch, también se evidenció que los ítems 9, 39 y 69 presentaban desajuste (valores menores a 0,7 y mayores a 1,3 tanto en Infit como en Outfit, en la columna MNSQ) y un orden alterado de las opciones de respuesta; por tanto, se cree pertinente su eliminación para una versión posterior de la escala. Adicionalmente, se encontró

un desajuste en el ítem 30, lo cual resulta relevante porque también tenía alterado el orden de las opciones de respuesta, una baja discriminación (r<0,4) y no cargó en la subdimensión esperada en el AFE rotado. Estos hechos conllevan a sugerir su revisión. Además, como la mayoría de los ítems se dis tribuyeron en los niveles de atributo de 0 a 2, resulta necesario formular más ítems que midan niveles medios y altos del atributo.

En general, la escala ASPA posee ciertas ventajas frente a otros instrumentos, porque puede aplicarse a nivel individual y grupal, de manera fácil y rápida (no más de 20 minutos), y proporciona gran cantidad de información

Y APLICACIÓN PILOTO DE LA ESCALA DE APOYO SOCIAL PERCIBIDO EN ADOLESCENTES (ASPA)

acerca del tipo de AS percibido, las fuentes de procedencia, el tamaño de la red social y la fuerza de los vínculos de dicha red. Entre las limitaciones del instrumento está el hecho de evaluar solo a población adolescente escolarizada desde la percepción subjetiva, por lo cual resulta imprescindible emplear otras estrategias que permitan determinar si el apoyo “percibido” corresponde con el “recibido”. Finalmente, es importante mencionar que la escala podría emplearse en el ámbito investigativo y educativo como herramienta para la recolección de informa ción que guie la construcción de estrategias de prevención y acción.

Anexo 1. Red nomológica del constructo Apoyo Social

Fuente: Elaboración propia.

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CONSTRUCCIÓN Y PILOTAJE

DEL TEST DE COMPRENSIÓN LECTORA (COMLEC) PARA ADOLESCENTES Y JÓVENES ADULTOS

Irma Victoria Quintero Saavedra / ivquinteros@unal.edu.co Estudiante de Psicología de la UNAL Laura Daniela Castro Acosta / ldcastroa@unal.edu.co Psicóloga de la UNAL María Camila Ramírez Solórzano / macramirezso@unal.edu.co Psicóloga de la UNAL Karen Vanessa Nomesque Medina / kvnomesquem@unal.edu.co Estudiante de Psicología de la UNAL

»RESUMEN

Con el fin de exponer trabajo para el curso de psicometría, las autoras reportaron la creación de la prueba COMLEC de comprensión lectora, que pretende medir esta habilidad en adolescentes y adultos jóvenes. Se entenderá como comprensión lectora la capacidad de un sujeto para analizar, interpretar y utilizar textos escritos a través de diversos procesos individuales (Montes et al., 2014). La prueba aquí presentada está dividida en dos (2) categorías, información implícita y explícita, que a su vez se componen por dos (2) subcategorías cada una. La prueba fue aplicada de forma virtual a 26 sujetos de edades entre 15 a 25 años con nivel de escolaridad que oscila entre el grado décimo al universitario no graduado. El desarrollo del instrumento tuvo en cuenta la evaluación de expertos, así como un análisis de discriminación de los ítems desde la Teoría Clásica de los Test, la obtención de estimaciones de confia bilidad con el índice alfa de Cronbach y la recolección de evidencias de validez en relación con la estructura de la prueba a través de un Análisis Factorial Exploratorio.

Palabras clave: Comprensión lectora, Análisis Factorial Exploratorio, confiabilidad, validez, ejercicio académico.

CONSTRUCCIÓN Y PILOTAJE DEL TEST DE COMPRENSIÓN LECTORA (COMLEC) PARA ADOLESCENTES Y JÓVENES ADULTOS

»ABSTRACT

As an outcome of psychometrics class´s exercise, the authors reported the creation of the COMLEC test, which aims to measure the reading comprehension ability in adolescents and young adults. Reading comprehension is the subject´s skill to analyze, interpret and use written texts through various individual processes (Montes et al., 2014). We divided the COMLEC into two (2) categories, implicit and explicit infor mation, which in turn each was made up of two (2) subcategories. We applied the test virtually to 26 subjects between the ages of 15 and 25 with a level of education ranging from the tenth grade (highschool) to the undergraduate level. The development took into account the evaluation of experts, as well as an analysis of discrimination of the items from the classical theory of the tests and the obtaining of reliability and validity estimates with Cronbach's alpha and Exploratory Factor Analysis.

Keywords: Reading comprehension, Exploratory Factor Analysis, reliability, validity, academic exercise.scale, instrument.

MARCO TEÓRICO

La comprensión lectora es definida como la capacidad de un sujeto para analizar, inter pretar y utilizar textos escritos (procesos macro), a través del reconocimiento e iden tificación de los elementos y la estructura de un texto (procesos micro) (Montes et al., 2014). De acuerdo con Monroy y Gómez (2009), la medición de la aptitud para la lectura se basa en tres escalas:

1) Obtención de información: muestra la capacidad de los estudiantes para localizar información en un texto.

2) Interpretación de textos: ilustra la capacidad para construir significados y hacer inferencias a partir de la infor mación escrita.

3) Reflexión y evaluación: informa sobre la capacidad del alumno para rela

cionar el texto con sus conocimientos, ideas y experiencias. (p. 39).

Estas escalas se han utilizado como base de la prueba Program for International Student Assessment (PISA).

En el diseño de la presente prueba se toma la comprensión lectora como un dominio multidimensional, por lo que a con tinuación se expondrán las bases teóricas y constructos en las que se sustentaron las dos categorías que evalúa la prueba.

La primera de ellas es la información implícita, que está compuesta por las siguientes dimensiones o procesos: a) ana lizar , entendida como la descomposición de un texto en sus partes para conocer sus ideas principales y secundarias, además de sus elementos (RAE, 2014); b) interpretar, comprendida como la atribución de signi

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ficado y sentido a aquello que propone el autor con intenciones implícitas o explícitas en relación con el contexto (Gutiérrez, 1994; Montes et al. , 2014); e c) inferir , medio por el cual el sujeto complementa la información disponible partiendo del conocimiento conceptual lingüístico que poseen (Dubois, 1984).

En cuanto a la categoría de información explícita, esta se compone de dimensiones como: a) identificar , entendida como la habilidad de ubicar datos o información específica encontrada de forma literal en un texto (Núñez-Valdés, Medina-Pérez y Gon zález-Campos, 2019); y b) ortografía, la cual hace referencia a la capacidad de reconoci miento y empleo de reglas de acentuación general (Núñez-Valdés et al. , 2019), para lograr así la aplicación de “[...]estrategias adaptativas y flexibles decidiendo la mejor manera de decodificar el texto escrito” (Leppänen et al., 2008. p. 549).

Adicionalmente, se diferencia a la comprensión lectora de la fluidez lectora en tanto que esta última se reconoce como la capacidad de decodificar de manera automática y precisa el texto. Mientras que la comprensión lectora requiere de la “[…] derivación de significados de oraciones par ticulares, así como procesos de modelado de texto que se basan en el conocimiento general y la capacidad de hacer inferencias” (Perfetti, 1985; Perfetti et al., 2005, citados en Lappänen et al., 2008, p. 549).

Aunque la comprensión y la fluidez lec tora se relacionan con el aprendizaje de la

lectura, ya que en un principio los recursos cognitivos se emplean en la automaticidad y precisión de la codificación de la informa ción (fluidez lectora); llegados a un determi nado nivel, pasa a ser importante orientar los recursos cognitivos a la comprensión lectora (De Mier et al., 2012; Leppänen et al., 2008). El instrumento se centró únicamente en la medición de comprensión de lectura y sus dominios, dado que la fluidez lectora parece tener más importancia en niños que en adolescentes y adultos jóvenes.

Como una iniciativa que pretende medir la comprensión lectora desde diversas bases teóricas, teniendo en cuenta sus múltiples dimensiones, el presente instru mento se plantea como una herramienta práctica para docentes, investigadores y personas del común que pretendan medir la comprensión de lectura en adultos jóvenes.

Se considera la implementación de técnicas psicométricas para la medición de constructos no psicológicos como muestra de la importancia que tiene esta ciencia para la población en general. Esto permite la medición correcta de las diferentes habi lidades que componen la comprensión lec tora en una persona y de cuyos desempeños se toman decisiones a futuro, en este caso, decisiones principalmente académicas. Una característica importante de la presente prueba es la exclusión de imágenes dentro de la evaluación como un factor clave para su construcción, pues se toma en considera ción población con limitación visual.

Y PILOTAJE DEL TEST DE COMPRENSIÓN LECTORA (COMLEC) PARA ADOLESCENTES Y JÓVENES ADULTOS

M ÉTODO: PROCESO DE CREACIÓN

Etapa 1: planeación

La primera fase del estudio consistió en la búsqueda de información y la construcción de la base teórica del instrumento. Dentro de esta etapa se eliminó la subcategoría inferir, ya que su evaluación requiere otras estrategias de evaluación más complejas, tales como pregunta abierta o entrevista y podría representar la creación de una prueba diferente; asimismo, se optó por utilizar un solo formato de respuesta (múltiple) y reducir el número de ítems, tomando en consideración la carga cognitiva que puede

representar una prueba de comprensión lectora tan extensa (ver tabla 2).

Etapa 2: construcción de ítems

Una vez definidas las dimensiones, el siguiente paso fue la construcción de cada uno de los ítems con los que se evaluarían las diferentes dimensiones. Para esta construcción se escogieron once (11) textos libres, y teniendo en cuenta las definiciones de cada uno de los subtemas objetivos cada autora realizó diez (10) ítems. Tras este proceso, se obtuvo un banco de ítems inicial con un total de 40 ítems, distribuidos como lo muestra la tabla 1.

Tabla 1. Nueva estructura de la prueba.

COMPRENSIÓN DE LECTURA

TEMAS Información Implícita Información Explícita Subtema Analizar Interpretar Identificar Ortografía TIPO ENUNCIADOS NÚMERO DE ÍTEMS TOTAL Rta. Múltiple Común 8 12 9 11 40

Fuente: Elaboración propia.

Etapa 3: juicio de expertos

Con el fin de hacer el pilotaje con los mejores ítems posibles, la escala fue enviada, a través de Google forms , a tres expertos, dos de ellos, desde sus áreas de trabajo hacen uso de la comprensión lectora en diferentes momentos de la vida. En primer lugar se encuentra una magíster en lengua materna y ganadora del premio

IDEP de investigación 2016 con más de quince años de experiencia en enseñanza de niños y adolescentes; en segundo lugar, un magíster en Bioética y docente asociado de la Universidad Nacional en cirugía pediátrica desde 1993, que evalúa futuros cirujanos adultos en diferentes áreas, entre las que se encuentra la comprensión lectora; y, finalmente, un experto en realización de

pruebas, próximo a graduarse como psicó logo con un año de experiencia en el área de psicometría. Los jurados evaluaron cada ítem a través de una escala Likert puntuando entre: 1 no cumple, el ítem no es apropiado; 2 bajo nivel, el ítem es apropiado y se debe reformular; 3 nivel moderado, requiere ajustes menores y 4 nivel alto, no requiere ajustes. La valoración la hicieron siguiendo estos criterios: a) claridad del ítem , se entiende el objetivo del ítem y lo que se le está preguntando (debe ser) contestado; b) pertinencia para la población, el ítem es apro piado para adolescentes y adultos jóvenes; y c) suficiencia, la correspondencia entre el ítem y la dimensión que mide.

Etapa 4: pilotaje

El pilotaje se realizó por medio de un formulario virtual, este contempló las 34 preguntas que se decidieron mantener tras el juicio de expertos. Se establecieron como criterios de inclusión: a) la edad, entre 14 y 25 años; y b) estar cursando como máximo un programa de pregrado universitario. El muestreo fue por conveniencia y se aplicó

R ESULTADOS

A partir de la revisión bibliográfica expuesta anteriormente se optó por las definiciones de constructos expuestas en la red nomológica del diagrama 1, la definición de comprensión lectora y su división en subtemas fue escogido gracias a lo reciente y concisa de esta, pues permitió la eficiente construcción de ítems.

en 26 participantes bogotanos. En cuanto a la participación, los sujetos mayores de edad dieron su consentimiento aceptando su participación en el estudio; mientras que los menores de edad aceptaron la participación por medio de asentimiento y se solicitó el consentimiento de algún acudiente. La duración de la aplicación fue de aproximadamente 30 minutos.

Etapa 5: análisis

Una vez recolectadas las respuestas de los 26 sujetos, se realizaron los cál culos correspondientes: (1) análisis de la discriminación de los ítems, por medio de una correlación Ítem-test con la ayuda de la macro Lertap para Microsoft Excel (Nelson, 2005); (2) el alfa de Cronbach para estimar el grado de consistencia interna de la prueba; y (3) análisis factorial explora torio con extracción por ejes principales en el programa Stata/IC 14.0 (StataCorp, 2015), de manera posterior a el análisis de los indices de esfericidad de Bartlett y de KMO (medida de adecuación de la muestra o Kaiser-Meyer-Olkin).

CONSTRUCCIÓN Y PILOTAJE DEL TEST DE COMPRENSIÓN LECTORA (COMLEC) PARA ADOLESCENTES Y JÓVENES ADULTOS

Diagrama 1. Esquema teórico para la elaboración del test.

Fuente: Elaboración propia. Tras el juicio de expertos y teniendo en cuenta las recomendaciones se reformu laron 18 ítems y se eliminaron 6. Así, la

escala final se compuso de 10 enunciados y 34 ítems que están distribuidos de acuerdo con la tabla 2.

Tabla 2. Total de ítems por subdimensión.

Categoría Subcategoría Número de ítems

Información Explícita Identificar 8 Ortografía 9

Información Implícita Analizar 8 Interpretar 9 TOTAL 34

Fuente: Elaboración propia.

Este pilotaje contó con la participación de 26 jóvenes, cuyas edades oscilaban entre 15 y 24 años (ME 19,19, DE 4,49), de los cuales 8 eran mujeres, 6 eran hombres y 2 prefirieron no mencionar su sexo. Adi cionalmente, se contó con una muestra perteneciente a los primeros cinco estratos socioeconómicos establecidos

en Colombia: teniendo una mayor fre cuencia en aquellos sujetos pertenecientes al estrato socioeconómico 3 (43,8 %) y una menor frecuencia de los estratos 1 y 2 de 6,3 % cada uno. El nivel de escolaridad osciló entre el décimo grado y el nivel uni versitario. Con los datos anteriores se corrieron los siguientes análisis.

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Consistencia interna: alfa de Cronbach

Uno de los análisis del coeficiente alfa de Cronbach se relaciona con que, a mayor valor de alfa, hay una mayor confiabilidad, por lo que se buscan valores cercanos a uno (García-Bellido et al., 2010) se obtuvo de los programas STATA/IC 14 y Lertap V.5, en ambos se obtuvo un valor de 0,7894. Esto quiere decir que los ítems de la escala COMLEC se correlacionan entre ellos, por lo que es poco probable que la confiabilidad de la prueba se vea afectada por los ítems que la componen.

Discriminación y alfa

Cano (2004) propone que una correla ción ítem-test mayor o igual a 0,25 indica

que los ítems permiten identificar las diferencias entre los grupos, esto quiere decir que las personas que tienen mayor nivel del atributo, responderán ese ítem de manera diferenciada respecto a las personas con un bajo nivel de atributo. Lo anterior es importante, ya que la prueba COMLEC es de ejecución máxima y busca diferenciar los niveles de habilidad en comprensión lectora.

Se decide eliminar un total de 11 ítems, entre estos se eliminan siete (7) por fallas en la selección de distractores, discriminación y su influencia en el coe ficiente de alfa como se ve en la tabla 3. La distribución final de los ítems se puede observar en la tabla 4.

Tabla 3. Discriminación y aumento del alfa según ítem.

Ítem Discriminación

Incremento en el alfa de Cronbach si el ítem es eliminado

2 0,02 0,002

11 0,010 0,08

12 0,000 0,001

14 0,10 0,000

15 0,140 0,002

Comportamiento en distractores

Un distractor es seleccionado por los puntajes más altos

No se selecciona un distractor

Solo se selecciona la opción correcta

Un distractor se selecciona más que la clave

No se selecciona un distractor

16 -0,04 0,012

17 0,13 0,001

Un distractor es escogido por sujetos con puntuaciones altas

No se selecciona un distractor

Ítem Discriminación

DEL TEST DE COMPRENSIÓN LECTORA (COMLEC) PARA ADOLESCENTES Y JÓVENES ADULTOS

Incremento en el alfa de Cronbach si el ítem es eliminado

20 -0,41 0,030

21 -0,05 0,013

23 0,310 0,021

Comportamiento en distractores

La clave es seleccionada por los sujetos con menores puntajes

Un distractor es escogido por sujetos con puntuaciones altas

La clave es seleccionada por los sujetos con menores puntajes

31 0,060 0,040

Fuente: Elaboración propia.

Un distractor es escogido por sujetos con puntuaciones altas

Tabla 4. Distribución final de los ítems.

Categoría

Información Explícita

Subcategoría Número de ítems

Identificar 5 Ortografía 6

Información Implícita Analizar 6 Interpretar 6 TOTAL 23

Fuente: Elaboración propia.

EVIDENCIA DE VALIDEZ EN RELACIÓN CON LA ESTRUCTURA INTERNA: ANÁLISIS FACTORIAL EXPLORATORIO

El índice de esfericidad Bartlett arrojó un Chi2 de 323,73, con 263 grados de libertad y p=0,01, estableciendo que la matriz de los ítems es distinta a la matriz identidad, lo cual indica que es una matriz apta para la realización del análisis factorial. Sin embargo, el KMO establece un valor muy bajo (0,34) y esto significa que la

magnitud de coeficientes de correlación parcial es baja, haciendo poco apropiado el análisis factorial.

A pesar del valor del KMO, se consideró relevante revisar la estructura y el número de factores intervinientes de la prueba, esto con el fin de realizar un ejercicio de exploración académica. Por ello, se corrió la prueba de análisis factorial con los 23 ítems resultantes.

Tras correr el análisis factorial con factorización por ejes principales, el primer factor explica un 0,24 y el segundo 0,14 de

42

la varianza, se descarta la unidimensiona lidad de la muestra pues el primer factor no explica el 40 % del total ni el doble del primero, y para continuar con el ejercicio académico se procede a seleccionar los primeros cuatro (4) factores ya que explican un 0,6088 de la varianza total. Dados estos factores, se analizan las cargas de los ítems a partir de dos (2) elementos: el primero hace referencia a la carga positiva y/o negativa más alta que reflejaran los ítems en los resultados, y el segundo se refiere a qué subcategoría, de las ya establecidas en el marco teórico del presente estudio, pertenece cada ítem.

Se encontró que: a) el factor uno (1) puntúa en todas las subcategorías, pero principalmente en las de interpretar y ortografía; b) en el factor dos (2) la mayoría de ítems pertenecen a la subcategoría de interpretar, y a su vez, todos los ítems que

D ISCUSIÓN

Dado a que se eliminó la subcategoría inferir y esta es parte fundamental de Información implícita y, por consiguiente, de la comprensión de textos; resulta inevitable que se pierda información valiosa y que surjan desventajas con pruebas que midan el mismo constructo. Al crear una prueba que no contemple y evalúe los mismos aspectos que otras, se hacen difícilmente equiparables y podría entregar resultados parciales. Adicionalmente, la posibilidad de realizar una prueba paralela se ve reducida debido al banco limitado de ítems, pues se

cargan negativo en este factor son positivos en el uno (1); c) el factor tres (3) tiene las cargas positivas superiores solo en dos (2) ítems; y c) el factor cuatro (4) tiene la mayoría de cargas en ítems de analizar, además de tener una alta presencia de cargas negativas.

Con el fin de disminuir el número de variables que tienen cargas altas y así determinar si se seguía cumpliendo la organización de los factores según las diferentes subcategorías, y como parte del ejercicio académico, se realizó una rotación ortogonal (Varimax) con factores principales en la que no hubo organización entre los factores y las subdimensiones, ni por las categorías principales (razona miento implícito y explícito). Se encontró que los ítems con mayor carga, superior a 0,5, en los distintos factores son los más discriminativos de la prueba.

cuenta únicamente con los utilizados en la prueba actual y por ello la COMLEC no se recomienda para usos repetidos tales como la evaluación de intervenciones o de cambios en la capacidad de comprensión lectora, pero sí para tamizajes en población adulta joven.

En cuanto al pilotaje, este presenta ventajas en los aspectos económicos, pues la aplicación virtual implica costos bajos, poco tiempo y esfuerzo, pues no hay que congregar un número extenso de personas en un espacio físico. Por otro lado, las

limitaciones de esta investigación son a) la muestra no representativa de población adolescente y joven adulta para el pilotaje, pues el acceso a internet y el conocimiento de la prueba no está garantizado para toda la población; y b) la falta de personal capacitado que brinde el acompañamiento necesario a quién responde y se asegure que las condiciones que envuelven la ejecución de la prueba sean las adecuadas.

Ahora bien, es importante mencionar que no es suficiente este pilotaje para establecer los baremos y, a su vez, el análisis factorial no tiene bases suficientes para considerarse viable, pues se realizó a partir de una muestra pequeña y no permite establecer con claridad si la prueba es uni dimensional o no. Debido a la reactividad del cuarto factor con los demás es necesario reevaluar la composición del COMLEC. Adi cionalmente, se recomienda hacer análisis más complejos de la prueba con muestras mayores, como un Rasch para establecer los

Y PILOTAJE DEL TEST DE COMPRENSIÓN LECTORA (COMLEC) PARA ADOLESCENTES Y JÓVENES ADULTOS

niveles de dificultad que se evalúan.

Finalmente, es importante destacar que toda la investigación anteriormente expuesta hace parte de un ejercicio académico de las autoras en un tiempo de menos de 6 meses, las decisiones frente a conservar o no items en el apartado de construcción, juicio de expertos y pilotaje se dieron por los resultados estadísticos más que por la pertinencia del ítem para el constructo evaluado, lo cual es proble mático si se espera realizar una aplicación de este instrumento en entornos laborales (diagnóstico, investigación, etc.). De igual manera, mucho de lo expuesto corresponde a la práctica de reportar resultados más que a resultados válidos y útiles para otros entornos, siendo esta una muestra didáctica de publicación de investigaciones o trabajos finales de clases de psicometría. Por lo que se recomienda discreción frente al uso del COMLEC.

Cano, F. (2004). Construcción de pruebas de conocimientos. Trabajo presentado en el Seminario Internacional: Compromiso de la eva luación objetiva con el mejoramiento de la calidad de la educación superior. ACOFI- Asociación Latinoamericana de Psicología. De Mier, M., Borzone, A., y Cupani, M. (2012). La fluidez lectora en los primeros grados: relación entre habilidades de decodificación, carac terísticas textuales y comprensión. Un estudio piloto con niños ha blantes de español. Neuropsicología Latinoamericana, 4(1), 18-3 3.

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EL PAPEL DE LA INTELIGENCIA INTRAPERSONAL Y SU RELACIÓN CON LA DEPRESIÓN EN ESTUDIANTES DE LA UNIVERSIDAD NACIONAL DE COLOMBIA, SEDE BOGOTÁ 1

»RESUMEN

Carlos S. Chaparro Castro / caschaparroca@unal.edu.co

Estudiante de Psicología de la UNAL Geymy N. Castiblanco / gencastiblancoqu@unal.edu.co

Estudiante de Psicología de la UNAL Edisson O. Mayorga Guzmán / eomayorgag@unal.edu.co Estudiante de Psicología de la UNAL

La depresión, comprendida como el conjunto de síntomas de predominio afectivo cuya manifestación pone al sujeto en un estado de vulnerabilidad laboral, social y académica recaba, cada vez, cifras más alarmantes para la sociedad colombiana. De allí surge el interés del presente artículo por profundizar sobre la inteligencia intrapersonal (I.IP), propuesta por Gardner y la manifestación o no de sintomatología depresiva. Al respecto se evidencian pocas investigaciones que indaguen sobre esta relación. Con lo anterior en mente, se exploró mediante un estudio con diseño transeccional-correlacional, en una muestra de 85 estudiantes de pregrado y posgrado de distintas facultades de la Universidad Nacional de Colombia sede Bogotá, si hay evidencia que permita plantear una relación estadísticamente significativa entre la I.IP y la depresión. Se aplicó el inventario de depresión de Beck (BDI-II) para dar cuenta de la presencia o ausencia de

1. Agradecimientos especiales a los participantes que colaboraron en nuestro estudio, a pesar del cese de actividades académicas, producto de la coyuntura de altísima importancia en la que se encuentra la educación superior pública colombiana

sintomatología depresiva en los estudiantes, junto con el apartado referente a Inteligencia Intrapersonal de la escala Minds. Los resultados obtenidos se analizaron con el programa IBM SPSS STATISTICS v.25, y muestran que aquellas personas con puntuaciones bajas en I.IP con frecuencia manifes taron sintomatología depresiva, es decir, existe una correlación negativa entre estas dos variables (r= -0,42). Las mujeres son aquellas que presentan una media más alta en sintomatología depresiva, en comparación con los hombres: (ME=18,60) y (ME=13,54), respectivamente. En conclusión, las y los estudiantes con mayor nivel de inteligencia intrapersonal mostraron menores puntuaciones en relación con la manifestación de sintomatología depresiva.

Palabras clave : Inteligencia Intrapersonal, depresión, inteligencias múltiples.

Abstract

Depression, defined as the set of predominantly affective symptoms whose manifestation puts the subject in a state of employment, social and academic vulnerability, increasingly collects more alarming figures for Colombian society. From there arises the interest of this article to delve into intra personal intelligence (IPI), proposed by Gardner, and the manifestation or lack of depressive symptoms. There is little evidence that investigates this relationship. With this in mind, a cross-sectional, correlational study with a sample of 85 undergraduate and graduate students from different faculties of the National University of Colombia, Bogotá, was used to explore if there is evidence that allows to propose a statistically significant relationship between I.IP and depression. The Beck Depression Inventory (BDI-II) and the section referring to Intrapersonal Intelligence intrapersonal intelligence of the Minds Scale were used to assess the presence or absence of depressive symptoms in students. The results obtained were analyzed with the IBM SPSS STATISTICS v.25 software and they show that participants with low scores in I.IP frequently manifested depressive symptoms, that is, there is a negative correlation between these two variables (r = -0,42 ). Women showed a higher mean in depressive symptoms (x = 18,60) compared to men (x = 13,54). In conclusion, the students with a higher level of intrapersonal intelligence showed lower scores in the manifestation of depressive symptoms.

Keywords: Intrapersonal intelligence, depression, multiple intelligences.

I NTRODUCCIÓN

A partir de la relación implícita entre el constructo de Inteligencia Intrapersonal (Gardner, 2011) y la existencia de sintomatología depresiva reportada en los trabajos de Beck (2003) y Pereyra (2006) (citados en Bartra et al., 2016). Dada la escasa literatura al respecto, nos proponemos realizar un estudio que dé cuenta de si existe relación entre los constructos de I.IP y la depresión medidos a través de dos instrumentos por medio de un análisis correlacional.

Según informes de la Organización Mundial de la Salud (OMS), la depresión se ha convertido en un problema de salud pública y se estima que, para el 2020, se convertirá en la segunda causa de discapa cidad en el mundo (Murray et al.,1996). De acuerdo con cifras de la OMS (2018), apro ximadamente 300 millones de personas en el mundo padecen depresión. Tan solo entre el periodo 2005-2015, el número de casos incrementó en un 18 %. En Colombia, según la Encuesta de Salud Mental del Ministerio de Salud y Protección Social (2017), el grupo de edad más afectado por depresión es el de las personas entre 15 y 29 años, es decir, el periodo de transición entre la adolescencia y el establecimiento de la adultez. Del total de casos estimados, el 71 % corresponde a mujeres y el restante 29 % a hombres. Este estudio demostró una cronicidad en los síntomas de casi el doble en mujeres en comparación con los hombres; a su vez, el estudio realizado por Vélez et al. (2008) muestra lo contrario, pues encuentra que los

hombres puntuaron más alto que las mujeres en el Inventario de Depresión de Beck, en donde, respectivamente, obtuvieron puntajes medios de (x=9,32) y (x=8,68). Su estudio fue realizado en una muestra de 225 estudiantes de psicología entre primer y sép timo semestre de la Universidad Pontificia Bolivariana de Bucaramanga.

En tal caso, el estado continuo de vulne rabilidad en el que se encuentran sumidos quienes padecen depresión, sumado a las particularidades propias de dicha transición, enciende las alarmas en torno a las posibles repercusiones que ello pueda tener en el correcto desarrollo de activi dades académicas, laborales y sociales de la población en general (Bartra et al., 2016).

Lo anterior suscita preocupación, no solo por los altos índices de prevalencia del cuadro depresivo en la población (OMS, 2018), sino por aquellos factores predispo nentes a esta. Es prudente apuntar que la premisa básica de la depresión, en la mayor parte de las conceptualizaciones existentes, es la presencia “[…] de errores cognitivos que conducen al individuo deprimido a percibir e interpretar la realidad de una manera negativa [y distorsionada]” (OrtizTallo, 1997, p. 159; Melipillan et al., 2008).

De esta manera, se podría sugerir que uno de los factores incidentes para el cuadro depresivo está de alguna manera relacionado con la cognición puesto que la manera como se estructura y se interpreta la realidad se ve afectada. En este sentido,

EL PAPEL DE LA INTELIGENCIA INTRAPERSONAL Y SU RELACIÓN CON LA DEPRESIÓN EN ESTUDIANTES DE LA UNIVERSIDAD NACIONAL DE COLOMBIA, SEDE BOGOTÁ

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la I.IP se torna una variable de suma importancia, dado que es justamente esta la responsable de permitirle a la persona el acceso a su propia vida sentimental de una manera óptima y asertiva posibilitando la visualización de alternativas a situaciones de diversa índole.

Además, a diferencia de otro tipo de inteligencias, como lo evidencian Austin y Díaz (1997) (citados por Suárez y Mendoza, 2008), hay una relevancia significativa de la inteligencia intrapersonal, en tanto es útil para la modulación de comportamientos, según sean apropiados o no, dependiendo del efecto que puedan provocar, e implican el espectro afectivo del sujeto, su capacidad de ser asertivo durante la tensión y su capa cidad de expresar sentimientos con plena libertad. De hecho, algunos investigadores demarcan una asociación directa entre la manera como la persona se percibe y la forma en que proyecta esta concepción hacia el mundo exterior, a través de atribuciones positivas o negativas (Bartra et al., 2016).

En la actualidad son escasas las investigaciones acerca de la inteligencia intrapersonal en relación con la depresión. El desarrollo del presente trabajo intenta dar cuenta justamente de la posible rela ción entre la inteligencia intrapersonal y la depresión. Por lo tanto, la hipótesis planteada apunta a que las personas con mayores puntuaciones en el inventario de depresión de Beck (BDI-II, 2011) deberían arrojar resultados inversamente propor cionales en la escala Minds de Inteligencias Múltiples de Ruiz (2004).

INTELIGENCIA INTRAPERSONAL

En su obra La estructura de la mente , Howard Gardner (2011) expone un grupo de diversas inteligencias, a saber: 1) lingüística, 2) lógica-matemática, 3) espacial, 4) cinético-corporal, 5) musical, 6) interpersonal e 7) intrapersonal. Esta última hace referencia a aquellos componentes internos que dan cuenta de la percepción, la cognición, la evo cación y la interpretación como expresiones humanas comunicativas de la persona, junto con el desarrollo de los aspectos internos de ella. Esto le posibilita al sujeto el acceso a la propia vida sentimental, a la gama de afectos y emociones, a la capacidad para discriminar entre estos diversos sentires y, eventual mente, a plasmarlos en códigos simbólicos como forma de comprensión y guía de la conducta propia (San Eugenio-Vela, 2014; Gardner, 2011).

Según Suárez y Mendoza (2008, p. 87), algunos de los factores para tener en cuenta acerca de la inteligencia intrapersonal son 1) el desarrollo de la identidad tanto individual como social; 2) la adquisición de mecanismos de adaptación ante situa ciones novedosas; 3) el incremento de la autoestima, la aceptación, la confianza y la seguridad en sí mismo; 4) el desarrollo de vivencias y comunicaciones afectivas; 5) el vivenciar y experimentar sentimientos de satisfacción, plenitud, goce y placer ante los propios logros; 6) el manejo de afectos, emociones y sentimientos de forma adecuada; 7) la autonomía, la iniciativa y el autocontrol personal; 8) el aumento de

la capacidad de resistencia a la frustración para una correcta canalización de diversos sentires; 9) una discriminación de compor tamientos adecuados; 10) la autocrítica necesaria para reconocer los errores y posibilitar la valoración de la conducta desencadenante, y 11) el desarrollo de la responsabilidad y el compromiso personal.

DEPRESIÓN

La depresión se caracteriza por una sin tomatología que afecta el espectro afectivo del sujeto (Bartra et al., 2016; Agudelo et al., 2007). Involucra un conjunto de sentimientos y emociones como la tristeza patológica, el decaimiento, la irritabilidad y la sensación subjetiva de malestar e impotencia frente a las exigencias de la vida (SANIDAD, S. S. E. I., 2014). A su vez, está acompañada por la pre sencia de síntomas de tipo cognitivo, volitivo e incluso somático, sujetos a valoración y ordenamiento, los cuales son ubicados bajo criterios diagnósticos de orden racional con carácter de operacionalización.

La depresión, actualmente, ha adquirido el estatus de problema crítico de salud pública a nivel mundial (Knifton y Quinn,

M ÉTODO

Muestra

Se contó con la participación de 85 estudiantes de la Universidad Nacional de Colombia, sede Bogotá. Fueron escogidos a conveniencia, lo que constituye una muestra no probabilística. La muestra estuvo conformada en un 43,5 % por

2013, citados por Schwartz-Mette y Smith, 2016). Gran parte de la población afectada corresponde a adolescentes y adultos jóvenes. Estos individuos son considerados mucho más propensos a presentar la sin tomatología del cuadro depresivo, dadas las circunstancias de grandes cambios característicos de dichas etapas.

Desde una perspectiva biológica, plan teada por Piqueras et al. (2008) (citados por Bartra et al., 2016), se define la depresión como el resultado final de la asociación de factores constitucionales, evolutivos, ambientales e interpersonales, los cuales cambian la ruta de neurotransmisión entre los hemisferios cerebrales y el sistema límbico. Los investigadores explican las razones producto de la depresión, desta cando una vida monótona y sin atractivo, además de la incidencia de problemas que agobian a la persona y la conducen a la derrota, sin la búsqueda de soluciones, debido a la construcción de un conjunto de percepciones negativas de sí mismo, del mundo y del futuro, a través de una serie de distorsiones sistemáticas (Pereyra, 2006, y Beck, 2003, citados por Bartra et al., 2016).

hombres (n=37) y un 56,5 % por mujeres (n=48), con edades entre los 18 y los 33 años, de diversas carreras. Adicionalmente, los individuos participaron voluntariamente en el estudio, manifestando su aprobación mediante la firma del consentimiento informado (ver anexo 1).

EL PAPEL DE LA INTELIGENCIA INTRAPERSONAL Y SU RELACIÓN CON LA DEPRESIÓN EN ESTUDIANTES DE LA UNIVERSIDAD NACIONAL DE COLOMBIA, SEDE BOGOTÁ

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Diseño

En el presente estudio se empleó un diseño transeccional-correlacional, puesto que se busca encontrar la presunta relación en una medición a la par entre el estadio de los participantes con respecto a la sintomatología del cuadro depresivo y su nivel de inteligencia intrapersonal (Sánchez y Reyes, 2006; Hernández et al. , 2006). El diseño es idóneo teniendo en cuenta que el muestreo se hizo a conveniencia, esto es, no probabilístico. Además, no se consideraron como criterios discriminatorios el género, la edad o el plan de estudios.

Procedimiento

Los sujetos fueron invitados a través de la red social Facebook a participar de manera voluntaria en un estudio en línea. En primer lugar, se presentó el consentimiento informado; una vez decidían participar en el estudio, podían iniciar el desarrollo de las pruebas. La primera prueba midió el nivel de inteligencia intrapersonal, mediante el instrumento escala Minds. Posteriormente, fueron dispuestos a resolver el instrumento inventario de depresión de Beck (BDI-II), el cual dio cuenta de la presencia o ausencia de sintomatología depresiva en el participante. Finalmente, se cerró el acceso a las pruebas con un total de 85 respuestas obtenidas.

Instrumentos

Se empleó el Inventario de Depresión de Beck (BDI-II), este es un instrumento de autoaplicación, compuesto por 21 ítems que indican síntomas tales como tristeza, llanto, pérdida de placer, sentimientos de fracaso y de culpa, pensamientos o deseos

de suicidio, pesimismo, entre otros. Tiene como propósito identificar y medir la gra vedad de la sintomatología depresiva en adolescentes y adultos con una edad de 13 años o más. Incluye los criterios del Manual Diagnóstico y Estadístico de los Trastornos Mentales , cuarta edición (DSM-IV) y la Clasificación Estadística Internacional de Enfermedades y Problemas Relacionados con la Salud (CIE-10). En la revisión del 2011 (de España, 2011), fue modificado para incluir todos los criterios diagnósticos de un episodio depresivo mayor y casi todos los propuestos para el diagnóstico de dis timia (en concreto, todos los del DSM-V y el 75 % del CIE-10).

Respecto a sus propiedades psicomé tricas, Melipillán et al. (2008) encontraron que este instrumento es idóneo como herramienta para valorar la sintomatología depresiva y supera a tres de los instrumentos más importantes publicados entre los que encontramos la Escala de Valoración de la Depresión de Hamilton (HRSD; Hamilton, 1960), la Escala de Depresión del Centro de Estudios Epidemiológicos (CES-D; Radloff, 1977) y la Escala Autoaplicada para la Depresión de Zung (SDS; Zung, 1965).

El manual cuenta con una gran cantidad de información psicométrica derivada de los estudios realizados, los cuales conta roncon una muestra de más de 2000 indi viduos en las categorías población general, estudiantes universitarios y personas con trastornos psicológicos, que sitúan una alta confiabilidad mediante la apreciación de una consistencia interna, con un alfa de

Cronbach de (α=0,91) y una correlación test-retest (t=0,66). También se destaca que presenta una alta correlación con otras baterías de detección de episodios depresivos como, por ejemplo, el BDI-II y la escala de afecto depresivo del MACI comparten una correlación de 0,82. (Penley et al. , 2003; Sanz et al. , 2003). Asimismo, respecto a sus traducciones el BDI-II ha utilizado la metodología adecuada en las adaptaciones, siguiendo en lo sustancial las recomendaciones para la traducción y adaptación de la International Test Com mission (de España, 2011).

Los estudios empíricos de validación rea lizados en España, México y Chile aportan evidencias acerca de la estructura interna del instrumento. Permiten resaltar su utilidad diagnóstica y de correlaciones con marcadores relevantes de los constructos de depresión, para su uso en contextos clínicos y educativos (Sanz y Vázquez, 1998; Muñiz, y Fernández-Hermida, 2010; Jurado et al., 1998; Melipillán et al., 2008).

Respecto a la escala de acceso libre Minds de Inteligencias Múltiples, esta fue diseñada originalmente por Ruiz (2004) con una fundamentación teórica en las inteligencias múltiples explicadas anterior mente. Esta prueba consta de 72 ítems, de formato tipo Likert con opción de respuesta de 0-4, conforme al grado de identificación con cada afirmación. Del total de ítems se usaron, solamente los referentes a la inteligencia intrapersonal (7, 15, 23, 31, 39, 47, 55, 63 y 71), cuya puntuación va de 0 a 27. Posteriormente, las puntuaciones obte

nidas en una población de 2345 estudiantes de ambos géneros de 11 a 29 años con nivel de escolaridad media y universitaria permitieron la clasificación en un nivel bajo, medio y alto de inteligencia intrapersonal.

Con relación a las propiedades psico métricas de esta prueba, Rodríguez (2016) encontró índices de confiabilidad por medio del alfa de Cronbach con valores de (α=0,94) y por medio de Test-retest con valores de (t=0,90). De igual manera, se realizó un análisis factorial exploratorio (p<,01) evidenciando coherencia entre la estructura propuesta y el modelo teórico que soporta el constructo. Además, halló valores aceptables por medio de correla ción ítem test corregido alcanzando una puntuación mayor a 0,20.

Resultados

El análisis de los datos se llevó a cabo mediante el software IBM SPSS STATISTICS v.25. Se optó por realizar una correlación de Spearman puesto que la naturaleza de los datos obtenidos es de carácter ordinal y no se distribuyen normalmente.

Los resultados muestran una relación negativa entre la puntuación del BDI-II y la puntuación obtenida en la escala Minds de (r=-0,421), lo que implica que, al ser mayores los valores de inteligencia intrapersonal, son menores los valores en las puntuaciones de la prueba de depresión (ver tabla 1).

Teniendo en cuenta lo anterior, se ana lizaron los puntajes obtenidos en el BDI-II entre hombres y mujeres encontrando que, mediante el estadístico U de Mann-Whitney

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con α menor a 0,05, las mujeres de la muestra (n=48) tienen puntajes significativamente más altos en el inventario de depresión de Beck a comparación del puntaje obtenido por los hombres (n=38). Esto se muestra en las medias de los puntajes, siendo ME=18,60

para mujeres y ME=13,54 para hombres. De esta manera se rechaza la hipótesis nula y se acepta la hipótesis alternativa que plantea que sí se encuentran diferencias estadísticamente significativas entre las medias de ambas muestras.

Tabla 1. Puntajes medios en el Inventario de Depresión de Beck BDI-II según el sexo.

Mujeres

Hombres Total

Cantidad de participantes 48 37 85

Media 18,60 13,54

Fuente: Elaboración propia.

Según la prueba Kolmogórov-Smirnov, los datos no se distribuyen de forma normal, por lo que no pueden ser generalizados a toda la población.

Tabla 2. Correlación Inventario de Depresión de Beck BDI-II y escala Minds.

La correlación es significativa en el nivel 0,01 (bilateral).

Inventario de Depresión de Beck BDI-II Escala Minds

Correlación de Spearman 1 -,42 Sig. bilateral ,01 N. 85 85

Fuente: Elaboración propia.

D ISCUSIÓN Y CONCLUSIÓN

Los resultados obtenidos señalan que existen diferencias por sexo respecto a la presencia e incidencia de los síntomas de los trastornos del estado de ánimo. Esta conclusión entra en consonancia con el

estudio de Agudelo et al. (2007) donde reportan que las mujeres tienden a puntuar más alto en pruebas que dan cuenta de sintomatología depresiva, con mayor cro nicidad y a tener unas tasas de incidencia

más altas entre las edades de los 20 a los 30 años. Además, el Ministerio de Salud y Protección Social de Colombia informó en el Boletín de Salud Mental y Depresión (2017) que, del total de personas atendidas por depresión moderada entre los años 2009 a 2015, el 71 % corresponde a mujeres y el restante 29 % a hombres demostrando una cronicidad en los síntomas de casi el doble a comparación de los hombres.

A diferencia de este estudio, Vélez et al. (2008) encontraron que los hombres puntuaron más alto que las mujeres en el Inventario de Depresión de Beck, obte niendo puntajes medios de (ME=9,32) y (ME=8,68) respectivamente. Su estudio fue realizado en una muestra de 225 estudiantes de psicología entre primer a séptimo semestre de la Universidad Pon tificia Bolivariana de Bucaramanga.

Como sugieren Suárez y Mendoza (2008), la educación es un valor funda mental para el desarrollo de un país. En este sentido, el logro de una educación integral presenta numerosos retos. Un ejemplo de esto es brindar las condiciones idóneas y el acompañamiento en caso de cualquier tipo de afectación a causa de las mismas circuns tancias y dinámicas presentes en los centros educativos. Frente a esto, cabe mencionar los diversos escenarios educativos en los que se desarrollan los estudios anteriores: el estudio de Rodríguez (2016), con 312 estudiantes de ambos sexos de nivel secun dario y medio con edades de 11 a 18 años en tres instituciones educativas estatales del distrito Cascas, en el Perú; el estudio

de Moral de la Rubia (2006) realizado con 362 sujetos voluntarios, participantes del proceso de selección de estudiantes para primer semestre de la Facultad de Psico logía de la Universidad Autónoma de Nuevo León (UANL) de México; en contraste, este estudio se realizó en la Universidad Nacional de Colombia, sede Bogotá, y contó con la participación de 85 estu diantes de diversas carreras, como en los citados en Agudelo et al. (2007) en diversas instituciones de educación superior. Los anteriores estudios presentan resultados tanto convergentes como divergentes con respecto a la manifestación de la sinto matología característica de la depresión y las medidas de inteligencia intrapersonal logradas. Un ejemplo es la baremación de Rodríguez (2016) y el estudio de Vélez et al. (2008), entre otros ya mencionados.

Así, la evidencia apunta a que los diferentes ámbitos educativos suponen factores psicosociales diferenciales para las personas en los distintos niveles de educación y los distintos contextos cultu rales, por ejemplo, según datos del Boletín de Salud Mental y Depresión del Ministerio de Salud y Protección Social (2017), la mayor prevalencia de síntomas depresivos en Colombia, se encuentran en zonas urbanas, en población con nivel educativo universitario o de postgrado y que adicio nalmente, residan en la ciudad de Bogotá. Bajo estas condiciones, la inteligencia, —entendida como una destreza adquirida para la solución de problemas al tiempo que enviste al individuo de las herramientas

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efectivas para el desarrollo en un contexto social y cultural— adquiere importancia tal, que valida la siguiente interpretación: la inteligencia intrapersonal, es decir, la identificación de sí mismo y la habilidad para adecuar las maneras de autogestión a partir de esa identificación, se relaciona, en efecto, con la presencia o no de la sintoma tología depresiva en estudiantes.

A manera de conclusión, se puede afirmar que se cumple con la hipótesis planteada en la elaboración del estudio, puesto que los participantes que puntuaron más alto en la escala Minds evidencian un mayor nivel de inteligencia intrapersonal y, a su vez, obtuvieron un menor puntaje en la Prueba de Depresión de Beck. Lo anterior coincide con el estudio propuesto por Bartra et al. (2016) sobre la correlación entre autoconcepto (componente funda mental de la inteligencia intrapersonal) y la depresión, obteniendo una relación inversa (r= -0,55; p<0,01) en una muestra de estudiantes universitarios.

Como limitaciones de la investigación destacamos las siguientes:

1) El hecho de que los participantes realizaron la prueba de depresión en un momento crítico para la universidad y todos sus integrantes. La situación es de incertidumbre y negativismo en torno a la finalización exitosa del semestre aca démico y la crisis financiera inmediata que pone en riesgo la propia estadía de los participantes, situación que pudo incidir en los reportes de la prueba como posible variable extraña.

2) Hacen falta estudios que evalúen los posibles sesgos de memoria de las pruebas en contextos específicos.

3) Las instrucciones del BDI-II pre guntan por el estado de la persona durante las dos últimas semanas (BDIII). “Así, las instrucciones del BDI-II evalúan la presencia de sintomatología depresiva solamente durante el periodo mínimo necesario para el diagnóstico de un episodio depresivo mayor según el DSM-V” (Sanz, 2013, p. 162), pero no tiene en cuenta un mayor espectro.

4) Hacen falta baremaciones que faciliten la interpretación de las puntua ciones obtenidas en contextos especí ficos, como la Universidad Nacional de Colombia, sede Bogotá.

5) Podría ser de utilidad disponer de puntuaciones de corte específicas para la población según el sexo, la edad y su ubicación socioeconómica, para dilucidar sus implicaciones teóricas y prácticas. Como sugerencia para futuros estudios, planteamos incluir una muestra que incluya la participación de estudiantes de varias instituciones de educación superior, con el objeto de identificar si se presentan los mismos hallazgos o, por el contrario, existen otros factores ambientales o culturales que puedan incidir en el resultado3 .

3 La correlación es significativa en el nivel 0,01 (bilateral).

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DISEÑO, CONSTRUCCIÓN

Y PILOTAJE DE UNA ESCALA PARA EVALUAR DEPENDENCIA EMOCIONAL EN ESTUDIANTES UNIVERSITARIOS DE LA CIUDAD DE BOGOTÁ

Catalina Monsalve Arango / cmonsalvea@unal.edu.co Psicóloga de la UNAL María del Mar Hernández Castaño / mmhernandezc@unal.edu.co Psicóloga de la UNAL Leidy Tatiana Fuentes Salinas / ltfuentess@unal.edu.co Estudiante de Psicología de la UNAL

»RESUMEN

El presente trabajo expone el diseño, construcción y pilotaje de un instrumento que pretende, dentro de un marco de formación académica, medir la dependencia emocional en estudiantes universitarios de la ciudad de Bogotá. La muestra estuvo conformada por 272 participantes, 149 mujeres y 123 hombres, cuyas edades oscilaron entre los 18 y 34 años. La prueba constó de 42 ítems seleccionados por panel de expertos, distribuidos en las siete dimensiones propuestas por la teoría de la vinculación afectiva de Castelló (2005). Aunque las evidencias de validez de estructura interna y contenido recolectadas muestran resultados confiables, se encuentran incongruencias entre los hallazgos y la teoría, lo que hace necesario realizar estudios complementarios.

Palabras clave: Dependencia emocional, universitarios, diseño de pruebas, construcción de pruebas.

»ABSTRACT

The present study exposes the design, construction and pilotage of an instrument that aims to measure emotional dependence on college students in Bogotá. 272 participants, 149 women and 123 men, whose ages ranged between 18 and 34 years, took part in the sample. The instrument contained 42 items selected by a panel of experts, distributed in seven dimensions proposed by Castelló’s theory of affective bonding (2005). Although the collected evidence of validity of internal structure and content shows reliable results, there are inconsistencies between the findings and the theory, which makes it necessary to carry out complementary studies.

Keywords: Emotional dependence, college students, test design, test construction

Desde finales del siglo XX, la dependencia emocional se ha estudiado a la luz de dife rentes escuelas como la experimental, la psicoanalítica y la humanista. Entre los trabajos más recientes, destacan los reali zados en España y Perú centrados, respec tivamente, en la construcción y validación del Inventario de Relaciones Interper sonales y Dependencias Sentimentales (IRIDS-100) (Sirvent y Moral, 2018); así como el diseño y validación del Inventario de Dependencia Emocional-IDE (Aiquipa, 2012). Por su parte, países como México, Uruguay, Ecuador y, nuevamente Perú rea lizaron estudios dirigidos a encontrar la relación entre la dependencia emocional y distintas variables, a saber: la definición de amor, los vínculos afectivos, la autoefi cacia, distorsiones cognitivas y, los estilos de apego y socialización parental (Alari co-Carrillo, 2017; Farías, 2016).

A nivel nacional, las investigaciones han seguido la ruta de los tópicos ya

mencionados. En Bogotá, Acosta et al. (2010) (citado en Alarico-Carrillo, 2017) estudiaron los estilos de apego parental y la dependencia emocional en las relaciones románticas establecidas por los adoles centes participantes. En Tunja, Siabato y Salamanca (2015) investigaron la depen dencia emocional como factor asociado a la ideación suicida, mientras que, en Mede llín, Lemos y Londoño (2006) realizaron el Cuestionario de Dependencia Emocional (CDE); además de una investigación sobre distorsiones cognitivas en población con dicha dependencia (Lemos et al., 2007). En esta misma ciudad se llevaron a cabo estu dios sobre el perfil cognitivo de personas dependientes emocionalmente, así como la relación entre la dependencia emocional y las estrategias de afrontamiento (Lemos et al., 2011; Niño y Abuanza, 2015), donde se encontró predominio de autocontrol insuficiente y desconfianza en personas con tal dependencia.

DISEÑO, CONSTRUCCIÓN Y PILOTAJE DE UNA ESCALA PARA EVALUAR DEPENDENCIA EMOCIONAL EN ESTUDIANTES UNIVERSITARIOS DE LA CIUDAD DE BOGOTÁ

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Sin embargo, a pesar de todos estos avances y tiempo de desarrollo, aún existen problemas respecto a una defi nición clara y concreta del constructo; lo cual dificulta diferenciar este término con conceptos relacionados como adicción al amor, dependencia instrumental, code pendencia, bidependencia, entre otros (Anguita, 2017). A partir de esto, se puede inferir que existe escasez de instrumentos de medición actualizados con una red nomológica robusta, que permita la cons trucción de instrumentos siguiendo los parámetros psicométricos descritos en la literatura. Por este motivo surge el interés de elaborar una herramienta de medición cuantitativa coherente con la teoría y que, a su vez, cuente con respaldo psicométrico. Adicionalmente, la construcción de este

M ARCO TEÓRICO

A partir de los estudios realizados en Colombia por Lemos y Londoño (2006), se retoma la teoría propuesta por Jorge Castelló para entender la dependencia emocional. De acuerdo con la teoría de la vinculación afectiva planteada por este último autor, dicho concepto es visto como un rasgo de la personalidad; por lo cual, la dependencia emocional es contemplada como una constante a lo largo del tiempo, sin limitarse a relaciones amorosas y diferenciándose por el grado de intensidad con el que se experimenta. Así pues, la dependencia emocional se define como una necesidad afectiva extrema sentida

instrumento responde a la necesidad de identificar la dependencia emocional como posible factor subyacente a la creciente problemática colombiana del desarrollo de relaciones interpersonales insanas. Esto se refleja en los motivos de consulta más frecuentes en el servicio de bienestar de la Universidad Nacional de Colombia, sede Bogotá (H. Casas, comunicación personal, 2 de noviembre, 2018).

Bajo este panorama, se plantea un estudio con el objetivo general de elaborar una prueba de dependencia emocional para estudiantes de universidades públicas y privadas en la ciudad de Bogotá, en el periodo académico 2018-II. Para ello fue necesario plantear como objetivos especí ficos el diseño, construcción y pilotaje de dicha herramienta de medición.

por una persona con respecto a otra (Castelló, 2005).

Dentro de esta teoría, el autor define tres términos claves para entender la dependencia emocional. A saber, la nece sidad consiste en lo que una persona siente hacia otra con quien espera tener una rela ción, lo extremo se refiere a la intensidad con la que se siente dicha necesidad y, por último, lo afectivo hace referencia a la relación de esta necesidad con el afecto.

Desde la teoría de la vinculación afec tiva, la dependencia emocional se origina en los primeros años de vida y se expresa en la adolescencia o inicios de la edad adulta

(Cid, como se citó en Alejos, 2017). De este modo, cuando los cuidadores principales no satisfacen las necesidades afectivas de sus hijos, estos podrían desarrollar conductas donde busquen activa e insistentemente cubrir el vacío en sus necesidades por medio del cariño y atención de los demás, especialmente la pareja. Como conse cuencia de dichas experiencias tempranas, estos individuos podrían formar una idea de sí mismos distinguida por una baja autoestima y autoconcepto; de manera que se sentirán poco valiosos y sin razones por las cuales ser queridos. Por tal razón, al encontrar a alguien con la potencial capacidad para complacer las necesidades insatisfechas por sus cuidadores princi pales, podrían sentirse cómodos y cercanos con dicha persona al punto en el que sería difícil dejarla ir (Alejos, 2017).

Así, a raíz de las características de las personas dependientes emocionalmente, Castelló (2005) propone siete dimensiones

M ETODOLOGÍA

Diseño

La Escala de Dependencia Emocional es tipo Likert con 6 opciones de respuesta, donde 1 es completamente falso para mí, 2 es la mayor parte es falsa para mí, 3 es ligeramente más verdadero que falso para mí, 4 es moderadamente verdadero para mí, 5 es la mayor parte es verdadera para mí y 6 es completamente verdadero para mí. Este instrumento consta de 42 ítems (ver anexo A) distribuidos equitativamente

principales de la dependencia emocional (como se citó en 2017), a saber: 1) miedo a la ruptura: intensa ansiedad y miedo generado por la idea de que su pareja se separe de él o ella, por lo que buscará insis tentemente que su pareja no le abandone, 2) miedo e intolerancia a la soledad: sen timientos desagradables que la persona siente hacia sí misma ante la ausencia de su pareja, 3) prioridad de la pareja: tiene una excesiva consideración respecto a su pareja haciéndola su centro de atención, 4) necesidad de acceso a la pareja: deseo de tener siempre presente ya sea cognitiva y/o físicamente a su pareja, 5) deseos de exclusividad: ideas y exigencias hacia su pareja para constituirse como su centro de atención, 6) subordinación y sumisión: la persona se somete a la voluntad de su pareja y 7) control y dominio: la persona busca activamente el control de la rela ción al asegurarse de que su pareja está siempre disponible para ella.

entre las siete dimensiones del constructo anteriormente mencionadas (ver anexo B). Su aplicación se llevó a cabo on-line a través de Google forms. Evidencias de validez en relación con el contenido

En un primer momento se realizó un proceso de concordancia entre jueces, contando con la participación de una experta en el constructo de dependencia emocional y otra en la construcción de

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ítems. Sus valoraciones fueron dadas a partir de los cuatro criterios planteados por Escobar y Cuervo (2008), a saber: per tinencia, claridad, suficiencia y coherencia. Posteriormente, se realizó un cruce de calificaciones para seleccionar de los 90 ítems iniciales, aquellos mejor puntuados en los cuatro criterios propuestos. Así, se logró descartar los ítems con menor claridad, mayor extensión y mayor sensibilidad a la deseabilidad social, para obtener como resultado la prueba piloto de 42 ítems. Con el fin de conocer el tiempo de aplica ción y realizar los últimos ajustes de redac ción antes del estudio piloto, se llevó a cabo un prepilotaje de la prueba con una muestra compuesta por 10 estudiantes universita rios de la ciudad de Bogotá, distribuidos equitativamente entre sexo masculino y femenino. La edad del grupo estuvo entre los 18 y 23 años; contando con una media de 20,5 y una desviación estándar de 1,58. La aplicación de la escala fue on-line a través de Google forms, por muestreo a conveniencia y de bola de nieve, teniendo en cuenta los siguientes criterios de inclusión: a) ser mayor de 18 años, b) ser estudiante universitario, c) residir en la ciudad de Bogotá y d) haber estado o estar actualmente en una relación de pareja. Esto último debido a la naturaleza del constructo, además de proveer un punto de referencia a partir del cual los examinados pudieran responder.

Estudio piloto

La muestra estuvo compuesta por 272 estudiantes de universidades públicas y privadas de la ciudad de Bogotá, entre los

18 y 34 años, de los cuales 123 pertene cieron al sexo masculino y 149 al femenino. La media de edad fue 21,24 y su desviación estándar fue de 2,93.

La recolección de los datos se realizó vía on-line a través de Google forms durante tres días haciendo uso de un incentivo para incrementar la participación. La escala fue presentada con las mismas preguntas a todos los participantes; pero se tuvo en cuenta su género para presentar un formato cuya gramática fuera femenina o masculina según el caso. Se mantuvieron los mismos criterios de inclusión y técnicas de mues treo mencionados anteriormente. Todos aceptaron un consentimiento informado antes de su participación; atendiendo de esta forma con el cumplimiento del Decreto 1377 de 2013 sobre la Protección de Datos Personales en Colombia y la Ley 1090 del Código Deontológico y Bioético. Así mismo, se dio a conocer que el estudio no implicaría ningún riesgo para su integridad personal de acuerdo con el artículo 11 de la Resolución 8340 de 1993; sin embargo, se facilitaron líneas telefónicas de centros de atención psicológica en caso de representar un riesgo emocional.

Para la validación se recogieron evi dencias de validez de estructura interna y contenido; reflejadas respectivamente en un análisis factorial y una comparación de medias entre jueces. Además, se hicieron análisis de ítems por medio del modelo de Rasch y se estimó la confiabilidad del ins trumento por medio del alfa de Cronbach.

R ESULTADOS

Concordancia entre jueces

Las variables de los criterios evaluados (suficiencia, claridad, coherencia y rele vancia) son ordinales; por lo que se usó el W de Kendall. Sin embargo, a pesar de la similitud de las puntuaciones de ambos evaluadores, el valor del coeficiente resultó ser demasiado bajo: 0,11 para la suficiencia; 0,13 para la claridad; 0,10 para la coherencia y 0,13 para la relevancia. Esto probablemente se debió al número

elevado de ítems iniciales (90) y a la sensibilidad del estadístico en función de puntajes diferentes entre evaluadores; por lo cual se optó por realizar una compara ción de medias entre las expertas respecto a cada criterio.

Para todos los criterios se obtuvo medias similares entre las juezas, desa gregadas en la tabla 1, lo que denota una calificación positiva con tendencia hacia la puntuación alta superior.

Tabla 1. Concordancia entre jueces.

Criterios Juez 1 Juez 2

Suficiencia 3,76 3,86 Claridad 3,64 3,91 Coherencia 3,67 3,90 Relevancia 3,64 3,92

Nota. Medias obtenidas por cada juez en relación con cada criterio para la validez de contenido. Fuente: Elaboración propia.

Confiabilidad

El alpha de Cronbach obtenido fue de 0,95; por tanto, se evidencia una alta consistencia interna entre los ítems y la prueba, dando como resultado medi ciones confiables.

Evidencias de validez

Análisis factorial. En primer momento se realizaron las pruebas de KMO y de esfe ricidad de Bartlett para saber si era viable hacer este análisis. En este caso, el KMO

tuvo un resultado de 0,93 y el Bartlett tuvo una significancia de 0,01; razón por la cual fue posible seguir adelante con el análisis. El resultado del análisis factorial con una matriz sin rotar indica que la estructura observada explica un 52,6 % de la varianza, distribuida en ocho factores, siendo el primero aquel que explica mayor porcentaje de la varianza total con un 35,6 %; seguido por un 4,66 % de la varianza explicada por el segundo factor. Las cargas factoriales en 39 de

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los 42 ítems fueron mayores o iguales a 0,4 en el primer factor, de forma que en el segundo cargaron dos ítems y en el tercero uno. En consecuencia, se puede afirmar que, a pesar de tender a la unidimensionalidad, la prueba realizada no cumple completamente con los supuestos para ello, pues la varianza explicada por el primer factor no es igual o mayor al 40 %, ni la totalidad de los ítems tienen una carga superior a 0,4 en este factor (Morales, 2011). Teoría de Respuesta al Ítem. Modelo de Rasch. Para realizar una aproximación al funcionamiento de los ítems, se realizó un análisis de cada ítem desde el Modelo de Rasch, lo cual permitió dar cuenta del ajuste de cada reactivo por medio de los índices de ajuste en Infit y Outfit utilizando los valores

D ISCUSIÓN

De acuerdo con Castelló (2005), la depen dencia emocional está compuesta por siete factores, los cuales se tuvieron en cuenta para la elaboración de los 42 ítems de esta prueba. Estos fueron escogidos tras la evaluación de dos expertas, una en dependencia emocional y otra en psicometría; ya que, como se señaló anteriormente, las medias y desviaciones estándar de cada reactivo con respecto a su suficiencia, pertinencia, claridad y coherencia tendieron hacia los puntajes más altos. Por ello, es posible afirmar la existencia de un acuerdo entre ellas para el uso de los ítems de este instrumento.

No obstante, al realizar el análisis factorial exploratorio correspondiente a la evidencia de validez de estructura interna,

ZSTD (menores a -2,00 y mayores a 2,00); además de la distribución tanto de los sujetos como de los ítems en el continuo del atributo y el comportamiento de las opciones de respuesta. Los resultados confirmaron, efectivamente, el desajuste de los ítems 2, 35 y 39, aquellos que también presentaron baja correlación en el análisis de confiabilidad.

El análisis de categorías muestra una distribución de los reactivos a lo largo del continuo del atributo con una tendencia hacia niveles moderados y bajos de este, respaldando así el poco ajuste ya mencionado hacia niveles extremos de respuesta. Como se muestra en la gráfica 1, en general las opciones de respuesta mantuvieron el orden esperado, exceptuando los ítems 2, 35 y 39.

se encontró que el primer factor explica el 35,6 % de la varianza total y es siete veces mayor a la varianza explicada por el segundo factor. Esto podría explicarse al comprender las dimensiones expuestas por la teoría de Castelló (2005) como características de personas dependientes emocionalmente, en lugar de dimensiones separadas que constituyen el constructo. Las dificultades para describir de forma clara y diferenciada cada uno de dichos componentes; así como la tendencia que tienen estas dimensiones a solapar sus definiciones, puede constituirse como una evidencia más para esta interpretación. En resumen, los resultados obtenidos tras el análisis factorial sugieren revisar o

Gráfica 1. Análisis de categorías.

Fuente: Elaboración propia.

actualizar la teoría; así como realizar más estudios alrededor de este constructo que ayuden a esclarecer su composición. Si bien el estadístico realizado da como resultado ocho factores, que en conjunto explican el 52 % de la varianza obtenida, desde el factor 2 hasta el factor 8 los ítems

no presentan una correlación suficiente para ser tenidos en cuenta y su agrupación no corresponde a la teoría ni parece seguir ninguna característica común.

En cuanto a la confiabilidad, en este caso, solo se tuvo en cuenta la consistencia interna medida a través del alfa de Cron

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bach, cuyo resultado de 0,955 demuestra una alta correlación entre los ítems de la prueba y, a su vez, una alta consistencia entre estos con la prueba total; aun cuando su aplicación fue on-line y no se controlaron adecuadamente variables externas que pudieran aportar error. Entre los 42 ítems, solo tres (2, 35, y 39) tuvieron baja correlación con el resto de la prueba (0,22, 0,39 y 0,13 respectivamente); por lo que se sugiere eliminarlos para futuras aplicaciones, pues a pesar de que esta eliminación no cambie el coeficiente del alfa, el contenido de dichos ítems parece no representar de forma adecuada las dimensiones de las que hacen parte. Esto podría deberse a la redacción del ítem 2 y, al contenido difuso de los ítems 35 y 39, tal como lo evidenciaron los comentarios de los participantes.

Complementariamente, los análisis hechos desde la Teoría de Respuesta al Ítem (TRI), tales como el análisis de categorías y los índices de ajuste en Infit y Outfit , demuestran el desajuste de dichos reactivos; respaldando la conclusión de que sean eliminados. Por ejemplo, la poca claridad en la noción de control presentada en el ítem 39 tuvo como resultado respuestas altas donde deberían ser bajas y viceversa, ya que no logró transmitir a los participantes su objetivo de resaltar el control pasivo propio de una persona con dependencia emocional, en lugar del control activo probablemente entendido por los examinados.

Con respecto a los demás reactivos y el análisis desde la TRI se puede concluir, de

manera general, que los ítems se ajustaron a niveles intermedios del atributo; sin embargo, debido a la poca representación de los extremos del continuo, estos reac tivos no se ajustaron de forma adecuada en grados muy altos (respuestas 5 y 6) como se demuestra en los ítems 5, 16, 22, 32, 36 y 37. Asimismo el atributo tam poco fue representado apropiadamente en grados muy bajos (respuestas 1 y 2) como lo señalan los ítems 7, 17, 18, 19, 20, 32 y 40. Dichos desajustes pueden deberse principalmente a tres variables no contempladas correctamente durante el estudio; la primera se refiere a la desea bilidad social observada mayormente en los ítems 16 y 26, donde personas con alto nivel de atributo puntuaron bajo. La segunda apela a la falta de claridad en las diferencias entre las opciones de respuesta. Por último, parece haberse presentado un efecto similar al cansancio relacionado con la deseabilidad social en los ítems finales (41 y 42) debido, tal vez, a un intento de los participantes por nivelar sus respuestas dadas a lo largo de la prueba para ubicarse en el medio del continuo de atributo en lugar de la parte superior. Esta inferencia resulta del comportamiento de las Curvas Características de los Ítems en cuestión, pues las respuestas tendieron a ser bajas, en especial en participantes cuyo nivel de atributo fue alto.

La muestra se repartió mayorita riamente en el nivel bajo, seguido por los niveles moderados y muy bajos, lo que podría explicarse por los efectos ya

mencionados, en especial la deseabilidad social. Otra explicación puede encontrarse en la crianza, como lo sugiere Cid (como se citó en Alejos, 2017), pues si se asume que la mayoría de las personas tienen apegos seguros, tendrían por consiguiente baja dependencia.

Se recomienda, para futuras aplica ciones, generar ítems que complementen los estudiados aquí y cubran los niveles extremos del atributo, teniendo presente la dificultad de superar la deseabilidad social de los reactivos dirigidos a los grados altos; ya que estos suelen ser directos e incó modos para los participantes. Igualmente, es importante revisar con atención los ítems 16, 32 y 36 dado que presentan varios de los problemas anteriormente mencionados. Adicionalmente, se sugiere que dichas aplicaciones retomen las ventajas vistas en este estudio a raíz del marco teórico de partida. Al tomar la dependencia emocional como parte de la personalidad puede arti cularse con la teoría del apego para tener mayor poder explicativo; sin mencionar que permite la participación tanto de personas solteras como de aquellas con una relación de pareja actual y, en consecuencia, reco lectar una muestra amplia para realizar adecuadamente los análisis requeridos en la validación del instrumento.

Igualmente, se espera que investiga ciones posteriores superen las limitaciones del estudio dadas por el autorreporte, la falta de claridad en algunos ítems y opciones de respuesta; además del posible efecto de felicidad sintética vivido por los

participantes al momento de responder. Esto debido a que las personas no suelen evaluar objetivamente su vida, pues tienden a recordar y evaluar las situaciones en general, con base en su final; así como en sus puntos máximos de emoción ya sean positivos o negativos (J. A. Corredor, comu nicación personal, 14 de febrero, 2019).

En conclusión, el instrumento dise ñado contó con evidencias de validez de estructura interna y contenido, además de un alto coeficiente alfa de Cronbach, por lo que se puede inferir que sus resultados son confiables. Sin embargo, con base en los resultados obtenidos por el análisis factorial, se sugiere revisar tanto el pre sente estudio como la teoría de vinculación afectiva propuesta por Castelló (2005), debido a las incongruencias de estructura evidenciadas en dicho análisis. Para ello, se propone realizar estudios complementarios que brinden más evidencias de validez, tales como la aplicación de la escala en otras ciudades del país y/o en una muestra más grande, entre otros.

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A NEXO A - ESCALA DE DEPENDENCIA EMOCIONAL

Con base en su experiencia en relaciones de pareja, por favor puntúe en qué grado cada afirmación es verdad para usted marcando los números de al lado según corresponda de acuerdo con la siguiente escala.

Escala de Dependencia Emocional

1 2 3 4 5 6

Completa mente falso para mí

La mayor parte es falsa para mí

Ligeramente más verda dero que falso para mí

Moderadamente verda dero para mí

La mayor parte es verdadera para mí

Completamente verda dero para mí

1. Siento un vacío desagradable cuando mi pareja se va 1 2 3 4 5 6

2. Evito corregir lo que hace mi pareja, aunque esto me afecte directamente 1 2 3 4 5 6

3. NO me gusta estar sin mi pareja 1 2 3 4 5 6

4. Lo que da sentido a mi vida es estar con mi pareja 1 2 3 4 5 6

5. He accedido a realizar cosas que no me gustan para hacer feliz a mi pareja 1 2 3 4 5 6

6. Creo que le he dado demasiados privilegios a mi pareja dentro de la relación 1 2 3 4 5 6

7. Es muy difícil para mí soportar una ruptura amorosa 1 2 3 4 5 6

8. Me siento mejor conmigo mismo cuando estoy con mi pareja 1 2 3 4 5 6

9. Me desespero si mi pareja NO me llama 1 2 3 4 5 6

10. Estar con mi pareja hace que olvide mis problemas 1 2 3 4 5 6

11. Deseo ser el centro de atención de mi pareja 1 2 3 4 5 6

12. Pienso en mi pareja todo el tiempo 1 2 3 4 5 6

13. Le he pedido a mi pareja dejar de frecuentar personas que NO me agradan 1 2 3 4 5 6

14. Hago todo lo posible por complacer a mi pareja 1 2 3 4 5 6

15. Cuando termino mis relaciones amorosas soy yo quien insiste en volver 1 2 3 4 5 6

16. Me molesto cuando mi pareja se aleja para compartir con otras personas 1 2 3 4 5 6

17. Busco activamente el cariño de mi pareja 1 2 3 4 5 6

18. Me es difícil terminar con mis relaciones de pareja 1 2 3 4 5 6

Escala de Dependencia Emocional

19. Siempre busco que mi pareja me lleve a las actividades que realiza 1 2 3 4 5 6

20. Tengo miedo de que mi pareja termine la relación 1 2 3 4 5 6

21. Acepto algunas ofensas de mi pareja para que nuestra relación no termine 1 2 3 4 5 6

22. Hago lo que sea necesario para que mi pareja NO termine la relación 1 2 3 4 5 6 23. Cedo ante todo lo que me pida mi pareja para complacerla 1 2 3 4 5 6 24. La mayoría del tiempo necesito saber dónde está mi pareja 1 2 3 4 5 6 25. Siento que descuido mis proyectos por apoyar los de mi pareja 1 2 3 4 5 6 26. He propuesto reglas a mi pareja para que esté más tiempo conmigo 1 2 3 4 5 6 27. Mi tiempo libre solo lo disfruto al lado de mi pareja 1 2 3 4 5 6 28. Deseo ser lo más importante de la vida de mi pareja 1 2 3 4 5 6 29. Postergo mis actividades por pensar en mi pareja 1 2 3 4 5 6 30. Me enojo con mi pareja cuando NO puedo contactarla 1 2 3 4 5 6 31. Teniendo a mi pareja NO necesito a nadie más 1 2 3 4 5 6 32. Quiero ser lo único que mi pareja necesite 1 2 3 4 5 6 33. Me gustaría que mi pareja estuviera todo el tiempo conmigo 1 2 3 4 5 6 34. Mi pareja es lo principal en mi vida 1 2 3 4 5 6 35. Estoy intranquilo si NO estoy cerca de mi pareja 1 2 3 4 5 6 36. Peleo injustificadamente con mi pareja para llamar su atención 1 2 3 4 5 6 37. Obedezco lo que me dice mi pareja para evitar una ruptura 1 2 3 4 5 6 38. Doy prioridad a las necesidades de mi pareja 1 2 3 4 5 6 39. Considero que soy yo quien lleva el control de la relación 1 2 3 4 5 6 40. Me gusta que mi pareja me demuestre cons tantemente su amor por mí 1 2 3 4 5 6 41. Para olvidarme de mis problemas me concentro en mi pareja 1 2 3 4 5 6 42. Detesto que mi pareja NO conteste mis mensajes rápido 1 2 3 4 5 6

A NEXO B. ESTRUCTURA DE LA PRUEBA POR DIMENSIONES

MIEDO A LA RUPTURA

7. Es muy difícil para mí soportar una ruptura amorosa 15. Cuanto termino mis relaciones amorosas soy yo quien insiste en volver 18. Me es difícil terminar con mis relaciones de pareja 20. Tengo miedo de que mi pareja termine la relación 21. Acepto algunas ofensas de mi pareja para que nuestra relación no termine 22. Hago lo que sea necesario para que mi pareja NO termine la relación

MIEDO E INTOLERANCIA A LA SOLEDAD

1. Siento un vacío desagradable cuando mi pareja se va 3. NO me gusta estar sin mi pareja

8. Me siento mejor conmigo mismo cuando estoy con mi pareja 10. Estar con mi pareja hace que olvide mis problemas 35. Estoy intranquilo si NO estoy cerca de mi pareja 41. Para olvidarme de mis problemas me concentro en mi pareja

PRIORIDAD DE LA PAREJA

4. Lo que da sentido a mi vida es estar con mi pareja 14. Hago todo lo posible por complacer a mi pareja 27. Mi tiempo libre solo lo disfruto al lado de mi pareja 31. Teniendo a mi pareja NO necesito a nadie más 34. Mi pareja es lo principal en mi vida 38. Doy prioridad a las necesidades de mi pareja

NECESIDAD DE ACCESO A LA PAREJA

9. Me desespero si mi pareja NO me llama 12. Pienso en mi pareja todo el tiempo 24. La mayoría del tiempo necesito saber dónde está mi pareja 29. Postergo mis actividades por pensar en mi pareja 30. Me enojo con mi pareja cuando NO puedo contactarla 33. Me gustaría que mi pareja estuviera todo el tiempo conmigo

DESEOS DE EXCLUSIVIDAD

11. Deseo ser el centro de atención de mi pareja

13. Le he pedido a mi pareja dejar de frecuentar personas que NO me agradan 16. Me molesto cuando mi pareja se aleja para compartir con otras personas 26. He propuesto reglas a mi pareja para que esté más tiempo conmigo 28. Deseo ser lo más importante de la vida de mi pareja 32. Quiero ser lo único que mi pareja necesite

SUBORDINACIÓN Y SUMISIÓN

2. Evito corregir lo que hace mi pareja, aunque esto me afecte directamente

5. He accedido a realizar cosas que no me gustan para hacer feliz a mi pareja 6. Creo que le he dado demasiados privilegios a mi pareja dentro de la relación 23. Cedo ante todo lo que me pida mi pareja para complacerla 25. Siento que descuido mis proyectos por apoyar los de mi pareja 37. Obedezco lo que me dice mi pareja para evitar una ruptura

CONTROL Y DOMINIO

17. Busco activamente al cariño de mi pareja 19. Siempre busco que mi pareja me lleve a las actividades que realiza 36. Peleo injustificadamente con mi pareja para llamar su atención 39. Considero que soy yo quien lleva el control de la relación 40. Me gusta que mi pareja me demuestre constantemente su amor por mi 42. Detesto que mi pareja NO conteste mis mensajes rápido.

R eferencias

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PAQUETES DE PSICOMETRÍA EN R

R es un lenguaje de programación y ambiente de software para computación estadística, gráficos, representación e informes, también usado para analítica de datos e investigación científica.

[…] proporciona una amplia variedad de técnicas estadísticas ([modelos lineales y no lineales], pruebas estadísticas clásicas, análisis de series de [tiempo], clasificación, agrupamiento…) y [tipos de] gráficas. [Es un] Software Libre bajo los términos de la Licencia Pública General GNU de la

Nelson Fabián Leiva Ruiz /nfleivar@unal.edu.co Estudiante de maestría de la UNAL

Free Software Foundation en forma de código fuente. Se compila y se ejecuta en una amplia variedad de plataformas UNIX y sistemas similares (incluidos FreeBSD y Linux), Windows y MacOS. (Martí, 2021, párr. 1 y 3)

Para propósitos psicométricos, R propor ciona paquetes y funciones que permiten realizar análisis de datos en Teoría Clá sica de los Test (CTT), análisis factorial, Teoría de Respuesta al Ítem (IRT), entre otros. A continuación, se listan algunos paquetes usados en IRT y CTT:

T EORÍA CLÁSICA DE LOS TEST (CTT)

• El paquete CTT se puede usar para realizar una variedad de tareas y análisis asociados con la teoría de prueba clásica: calificar respuestas de opción múltiple, realizar análisis de confiabilidad, realizar análisis de ítems y transformar puntajes en diferentes escalas.

• CTTShiny es un paquete que propor ciona una aplicación interactiva para CTT.

• El paquete CMC calcula y traza la curva paso a paso de Cronbach-Mesbach, un método basado en el coeficiente alfa de confiabilidad de Cronbach, para verificar la unidimensiona lidad de una escala de medición.

• Una serie de rutinas para la construc ción de escalas y el análisis de confiabilidad

PAQUETES DE PSICOMETRÍA EN

útiles para personalidad y psicología experi mental están contenidas en el paquete Psych.

T EORÍA DE RESPUESTA AL ÍTEM (IRT)

• El paquete eRm se adapta a modelos Rasch extendidos, es decir, el modelo Rasch ordinario para datos dicotómicos (RM), el modelo de prueba de logística lineal (LLTM), el modelo de escala de calificación (RSM) y su extensión lineal (LRSM), el modelo de crédito parcial (PCM) y su extensión lineal (LPCM), utilizando la estimación ML condi cional. Adicionalmente, en este paquete los valores faltantes están permitidos.

• El paquete ltm también se ajusta al RM. Además, se implementan funciones para estimar los modelos de 2 y 3 paráme tros de Birnbaum basados en un enfoque marginal de ML, así como el modelo de res puesta graduada para datos politómicos y el modelo logístico multidimensional lineal.

• TAM es un paquete que se ajusta a modelos de respuesta a ítems unidimen sionales y multidimensionales, y también incluye modelos multifacéticos, modelos de regresión latente y opciones para dibujar valores plausibles.

• El paquete mirtCAT proporciona herramientas para generar una interfaz HTML, con el fin de crear pruebas educativas y psicológicas adaptativas y no adaptativas. Es adecuado para aplicar pruebas adap tativas computarizadas unidimensionales y multidimensionales utilizando la meto dología IRT y para crear formularios de cuestionarios simples para recopilar datos de respuesta directamente en R.

R eferencias

Cran.r-project (2019). RAN Task View: Psychometric Models and Me thods. https://cran.r-project.org/web/views/Psychometrics.html

Martí, C. (14 de enero de 2021). Ejecutando R en FME Desktop. G eoinnova. https://geoinnova.org/blog-territorio/ejecutando-r-en-fme-desktop/ R-Project (s. f.). What is R? https://www.r-project.org/about.html

DIDÁCTICA EN R

Camila N. Barragan Ibañez / cnbarragani@unal.edu.co Psicóloga de la UNAL Hazzel J. Amaya Melo / hjamayam@unal.edu.co Psicóloga de la UNAL Victoria Quintero Saavedra / ivquinteros@unal.edu.co Estudiante de Psicología de la UNAL

I NTRODUCCIÓN

La presente reseña contiene una breve introducción práctica al lenguaje R a través del software RStudio. Se exponen algunas consideraciones iniciales que permiten comprender la naturaleza y fun cionamiento de este, posteriormente son presentados algunos lineamientos para el manejo de bases de datos que incluye pautas para subir la base, separar las varia bles que la componen, agregar o eliminar columnas y para filtrar datos. Finalmente, son presentados algunos comandos que permiten realizar análisis descriptivos y sus respectivos gráficos.

Los lenguajes computacionales son herramientas de comunicación que permiten la interacción entre el usuario y su máquina. Los espacios destinados para este intercambio de información son denominados ambientes, puesto que permiten introducir instrucciones que orientan el procesamiento de los equipos. R es un lenguaje que tiene la posibilidad de ser implementado a través de un gran número de ambientes, sin embargo, a continuación, se enuncian solo tres (3) software que fueron desarrollados puntualmente para este fin. El primero

de ellos y más antiguo, es el programa R que aparte de instalar el lenguaje, permite construir rutinas para el análisis estadístico. Dado que únicamente cuenta con un espacio para escribir y ejecutar el script , se han desarrollado interfaces gráficas que facilitan la interacción con el software (un ejemplo de ello es R commander ). Algunas limitaciones de este programa radican en las características de su interfaz que impiden la modificación del script ejecutado, lo que aumenta la dificultad de identificar y corregir errores al momento de desarrollar líneas de texto de amplia extensión.

En segundo lugar, RStudio Desktop fue desarrollado tomando en consideración las limitaciones mencionadas y ofrece un entorno de desarrollo interactivo que, además de un espacio para escribir el script, cuenta con una consola (console) en la cual salen los resultados de las acciones realizadas en el script , el ambiente o environment en el que se muestran todos los objetos que se crean o con los que se interactúa durante los análisis y un cuarto espacio en el que se pueden ver los gráficos, paquetes que están instalados, las carpetas y archivos a los que se puede acceder desde R, entre otras funciones. Tanto este programa como el que se men cionó previamente permiten realizar los análisis sin una conexión de internet, pero también existe el portal web RStudio Cloud que recrea el ambiente de RStudio con

todas sus funciones, por lo que se puede usar a través de cualquier dispositivo que disponga de un navegador web y conexión a internet.

Finalmente, al trabajar con R es nece sario conocer las unidades de información denominadas funciones y paquetes. Las funciones corresponden con varias líneas código que pueden ser ejecutadas a través de un solo comando, y los paquetes alma cenan funciones y bases de datos junto con su correspondiente documentación, facili tando realizar análisis especializados que han sido desarrollados en este lenguaje por otros usuarios. Algunos paquetes ya vienen preinstalados con RStudio; sin embargo, su utilidad está limitada a realizar análisis estadísticos básicos. En caso de requerir herramientas adicionales, se deberá instalar el paquete con el que se va a trabajar. Para ello se puede acceder a la pestaña paquetes o packages y seleccionar la opción de ins talar; posterior a esto se abrirá una ventana en la cual se puede buscar el paquete para su instalación. Una buena práctica es activar todos los paquetes que se van a utilizar al comenzar la sesión de análisis.

Cabe resaltar que existe un inmenso número de paquetes y funciones que pueden dar respuesta a un mismo objetivo, por ende, se recomienda acudir a diversas fuentes a la hora de elegir.

A continuación, se ofrecerá una guía para iniciar ejercicios en R y esta información per mitirá trabajar en RStudio Cloud o Desktop.

M ANEJO DE LA BASE DE DATOS

El primer paso para trabajar en RStudio Cloud es subir la base de datos con la que se va a trabajar, para ello se recurre al recuadro en la esquina inferior derecha dando click en la pestaña files para acceder al botón con la palabra Upload . En seguida, se abre una ventana en la cual se puede elegir el archivo de

la base de datos como se muestra en la figura 1.

Una ventaja de utilizar RStudio para el análisis es la variedad de archivos que se pueden leer; dentro del conjunto de archivos usados con mayor frecuencia están las hojas de Excel (.xlsx, .csv, etc.), bases de datos en SPSS, Stata y SAS.

Figura 1. Subida de base de datos a RStudio Cloud

Fuente: Elaboración propia en RStudio.

Dependiendo del tipo de archivo selec cionado se debe instalar un paquete usando la función install.packages() y activarlo por medio del código library() . Los archivos que se suben se convierten en las bases de datos cuando son ingresados al entorno y para ello, se crea un objeto que contenga la base de datos. En este ejemplo el paquete es readxl, el archivo de Excel se llama “Base de datos.xlsx” que es leído por el comando

read_excel() y está contenido en el objeto “Basexl” como se muestra en la figura 2.

Para que RStudio funcione de la mejor manera se recomienda nombrar los objetos evitando el uso de espacios y puntos, dado que este tipo de caracteres no se reconocen en el lenguaje. A la vez se debe escribir el nombre completo de los archivos para asociarlos al espacio de trabajo. Si los carac teres del script no coinciden con el nombre

del archivo, este último no será ubicado, por lo que se emitirá una señal de error en la consola. Con el fin de evitar lo anterior, es recomendable detallar la ubicación, nombre

y extensión del archivo (e. g.: .xlsx, .csv, .sav, etc.). Si es necesario, el nombre del archivo se puede ver en la pestaña de files en el recuadro de la esquina inferior derecha.

Figura 2. Creación de objeto que contenga la base de datos.

Fuente: Elaboración propia en RStudio.

En el caso de utilizar RStudio Desktop no se debe subir la base de datos, por lo cual solo se escribe la ubicación del archivo dentro de la función read_excel(), por ejemplo "C:\\Users\\ASUS\\Documents\\ Proyectos\\Base_inventada.xlsx".

Función attach()

Como se ilustró anteriormente, es posible subir todas las bases y hacerlas objetos para recurrir a ellas cada vez que se

necesiten. En caso de necesitar trabajar con las variables de una base múltiples veces, RStudio ofrece un comando para acortar el trabajo y evitar llamar la base cada vez que se necesite una variable; esto se hace con la función attach() con el nombre de la base entre los paréntesis. Una vez utilizada esta función, se puede llamar la variable usando solo el nombre de esta, como se observa en la figura 3.

Figura 3. Uso de la función attach().

Fuente: Elaboración propia en RStudio.

Filtrado de bases de datos

Es importante tener en cuenta que en R las bases de datos se toman como matrices, por lo cual para filtrar la información siempre se indica primero el número de las filas y luego el de las columnas; de este modo, al filtrar la información de la base de datos: el primer número dentro de los corchetes corresponde a la ubicación del registro mientras que el segundo número a las variables en las columnas.

Como ejemplo, se filtran las puntua ciones de los ítems en dos pruebas. Para ello, se debe indicar el nombre del objeto que contiene la base, seguido de corchetes y dentro de ellos se indica la posición de los datos que se desean extraer. En la figura 4

se trabaja con un rango de columnas que va desde la 6 hasta la 27, y para indicar este intervalo se escriben dos puntos (:) entre los números de la posición de inicio y el final de este. En este ejemplo no se hizo filtrado de las filas, por lo que, por defecto, el programa va a mostrar a todos los casos.

Para filtrar los registros o filas la lógica es parecida al filtrado de columnas. El cambio radica en que el rango que se quiere observar está antes de la coma, como se observa en la figura 5. En este ejemplo se filtra para observar las primeras 20 filas de todas las variables o columnas. Adicional mente, en el ejemplo no se filtran columnas, por lo que se muestran todas las variables.

Figura 4. Filtro de columnas de una base de datos utilizando índices.

Fuente: Elaboración propia en RStudio.

Figura 5. Filtro de filas de una base de datos utilizando índices.

Fuente: Elaboración propia en RStudio.

Otra opción para filtrar la información es utilizando argumentos lógicos. Estas son condiciones que se establecen usando operadores de comparación como mayor que, menor que, igual a, entre otros; y operadores como y (&), o (|), entre otros. Para esto es útil el paquete dplyr, ya que cuenta con funciones que son intuitivas. Al activar el paquete, para filtrar se puede utilizar la función filter, especificando la condición o condiciones por cumplir.

En el caso que se presenta en la figura 6, primero se filtran todos los registros que presenten una edad mayor a 20. Luego se utiliza la misma función, pero esta vez con dos condiciones: la primera emplea between para indicar que se desean los registros de personas con las edades entre 20 y 25 años, la segunda condición es que los registros tengan puntajes en el ítem “escala2” mayor o igual a 4.

Figura 6. Filtro de datos de una base de datos que cumplen una condición.

Fuente: Elaboración propia en RStudio.

Agregar y quitar columnas: creando pequeñas bases

Cuando se busca realizar un análisis sobre una serie de variables específicas, es posible generar una nueva base de datos que contenga únicamente las columnas a usar. Como se observa en la figura 7, a

partir del comando “<-” se está creando un nuevo objeto que se va a llamar “Basexl1” y agrupa elementos de la Basexl, incluyendo únicamente las columnas 6 a la 16, lo que para este caso permite hacer un análisis únicamente de las puntuaciones de los 11 ítems que contiene la base de datos.

Figura 7. Creación de una base de datos a partir de otra.

Fuente: Elaboración propia en RStudio.

Por el contrario, si el objetivo es extraer una muestra específica de sujetos del total de la base de datos, se debe aplicar un

filtro para las filas y crear el nuevo objeto siguiendo la lógica anterior, como se puede observar en la figura 8.

Figura 8. Creación de una base de datos a partir de otra.

Fuente: Elaboración propia en RStudio.

En este caso, el nuevo objeto es denomi nado Basexl2, lo que permite diferenciar los dos objetos creados anteriormente y anali zarlos de forma separada. Para corroborar que los objetos se encuentran disponibles, se puede consultar en el ambiente, en este

caso en la figura 9 se puede identificar la base original (Basexl) con 80 observaciones y 27 variables; el segundo objeto es la Basexl1 que contiene 80 observaciones y 11 variables, y, por último, se encuentra la Basexl2 con 20 observaciones y 27 variables.

Figura 9. Ambiente de la sesión de R.

Fuente: Elaboración propia en RStudio.

Estadísticos descriptivos

Con el fin de hacer una exploración inicial de la base de datos y conocer algunas carac terísticas de las variables que contiene, se pueden extraer datos sobre las frecuencias

de las variables categóricas y algunos des criptivos para las variables numéricas. Para extraer tablas de frecuencias es necesario instalar el paquete fdth el cual está diseñado para cumplir con este objetivo.

Figura 10. Tabla con frecuencia, frecuencia relativa y frecuencia acumulada con sus respectivos porcentajes.

Fuente: Elaboración propia en RStudio.

En la figura 10, se muestra que, usando la función fdt, es posible obtener tablas de fre cuencia que reporten el conteo de los datos para cada categoría, la frecuencia relativa

que corresponde con la proporción entre el número de datos de la categoría y el total, junto con su porcentaje, la frecuencia relativa acumulada y el porcentaje de esta última.

Figura 11. Resultados de mínimo, máximo, media, mediana, varianza y estimación estándar.

Fuente: Elaboración propia en RStudio.

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Para conocer algunas características de las variables numéricas existe una serie de funciones que permiten estimar sus des criptores. Las funciones Min() y Max() dan a conocer el dato mínimo y el dato máximo respectivamente para la variable definida.

En R es posible calcular la diferencia entre estas dos puntuaciones, lo que resulta en la estimación del rango.

El paquete DescTools ofrece una serie de herramientas para estimar medidas de tendencia central y otros descriptivos útiles al momento de buscar una aproximación exploratoria de los datos, algunas de estas se pueden observar en la figura 11. La función mean() permite calcular el promedio de la

variable definida; la función median() estima la mediana; y las funciones var() y sd() per miten el cálculo de la varianza y desviación estándar muestral, donde el denominador de la fórmula empleada es n-1.

Visualización de datos

La librería ggplot2 se especializa en la creación de gráficos utilizando capas para personalizarlos. En el paquete existen unos elementos básicos como la base de datos y con cada función que se introduce se agrega una capa que conforma el gráfico, por ejemplo, agregar los subtítulos es una capa y agregar leyendas es otra capa. La estructura que tienen los gráficos con este paquete es:

ggplot(data = Nombre _de_la_base) + tipo_de_gráfico(aes()) + capa1 + capa2

En el ejemplo presentado en la figura 12 se puede observar que se escoge el gráfico geom_smooth() el cual es más apropiado para representar modelos de regresión lineales simples. Con la función aes() lo que se hace es relacionar cada variable con una propiedad visual de los objetos de la gráfica, como el color, las variables en cada eje, el tamaño, entre otros. Luego, la primera capa en el ejemplo contiene la función para modificar las propiedades del título del gráfico y el título para cada uno de los ejes. Y por último, la capa con la función theme() sirve para modificar cual quier aspecto estético que no se relacione con los datos, en este caso se usa para eli minar el cuadro que contiene las leyendas del gráfico que sale por defecto.

Continuar practicando

R es un lenguaje de programación utilizado en estadística y ciencia de datos debido a su acceso gratuito y gran número de herramientas para generar informes, analizar datos, generar gráficos y programar. Como se ve en esta didáctica, RStudio es un programa sencillo y, al igual que los paquetes aquí expuestos, existe infinidad de paquetes para realizar distintos tipos de análisis. Todos los paquetes están disponibles para ser descargados de forma libre y la gran mayoría cuenta con ayudas prácticas que pueden ser consultadas a través de un gran número de sitios web. Por lo ante rior, extendemos una invitación a explorar los diferentes paquetes para encontrar el

Figura 12. Creación de gráfico con la librería ggplot2.

Fuente: Elaboración propia en RStudio.

que mejor se ajusta a la necesidad de sus análisis. Pueden empezar revisando los paquetes que se exponen en el artículo Paquetes de psicometría en R presentado en este mismo volumen.

Finalmente, el script con todos los pasos que se realizaron en este ejercicio y la base de datos utilizada se pueden encontrar en el repositorio de este artículo en el siguiente enlace https://github.com/cnbi/Did-ctica-en-R

R eferencias

Harris, Jiménez, Pereyra y Saldago. (2018). Software Carpen try: R para Análisis Científicos Reproducibles. The Carpen tries Version 9.5.3, http://doi.org/10.5281/zenodo.838770.

Irizarry, R. (2021). Introduction to Data Science. ht tps://rafalab.github.io/dsbook/index.html

RStudio Team (2021a). RStudio: Integrated Development for R. RStudio, PBC. http://www.rstudio.com/. RStudio Team (2021b). RStudio Cloud. RStudio, PBC.URL https://rstudio.cloud/ Sánchez, R. (s. f.). Programación en R. En Manipulación de Data Frames con el paquete dplyr . https://rsanchezs.git books.io/rprogramming/content/chapter9/ dplyr .html

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La revista Medir y Evaluar Nº4 se terminó de diseñar en las instalaciones del Cuerpo Voluntario de Tramado el mes de abril de 2022, 213 años después del nacimiento de Nikolái Gógol, escritor ucraniano en lengua rusa.

Las familias tipográficas usadas fueron: DIN Next LT Pro Lato