ISSN 1990-6757
Rev. Psicol. Vol. 15 Nº 2 - Julio-diciembre 2013
Revista indizada en Latindex y en el Portal
de Revistas Peruanas, Científicas y Técnicas.
RECTOR DE LA UNIVERSIDAD CÉSAR VALLEJO
Dr. Sigifredo Orbegoso Venegas
VICERRECTORA ACADÉMICA
Dra. Ana Teresa Fernández Gill
VICERRECTORA DE ASUNTOS ESTUDIANTILES
Mg. Sophía Verónika Calderón Rojas
VICERRECTORA DE LA CALIDAD
Mg. Mercedes López García
DECANO DE LA FACULTAD DE HUMANIDADES
Mg. Juan Quijano Pacheco
Árbitros del presente número:
Eli Prates. UNASP-Centro Universitário
Marco Eduardo Murueta Reyes. Universidad Nacional Autónoma de México. México.
Sylvia Pinna Puissant. Centro Psico-médico-social. Bélgica.
Mario José Molina. Universidad Buenos Aires. Argentina.
Gino Reyes Baca. Universidad Señor de Sipan. Perú.
Hugo Martín Noé Grijalva. Universidad César Vallejo. Perú.
Marvin Moreno Medina. Universidad César Vallejo. Perú.
César Ruíz Alva. Universidad Privada Antenor Orrego. Perú
Arturo Orbegoso Galarza. Universidad César Vallejo. Perú.
Eduardo Viera. Universidad de la República Oriental del Uruguay.
Esta revista se encuentra indizada en:
ISSN 1990-6757
Revista de Psicología
Rev. Psicol. Año 15, vol. 2. Julio a diciembre 2013
Publicación de la Facultad de Humanidades, Escuela de Psicología. Universidad César Vallejo S.A.C. Trujillo Perú
Director
Juan Quijano Pacheco. Universidad César Vallejo.
Editor
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Perú. Universidad Nacional Federico Villarreal
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Aplicadas.
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Trujillo.
Gino Reyes Baca. Universidad Señor de Sipán.
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Autónoma de México.
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Universidade Católica de Minas Gerais. Brasil.
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Porres.
José Vallejos Saldarriaga. Universidad César Vallejo.
Hugo Noé Grijalva. Universidad César Vallejo.
Comité Asesor Científico Nacional
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Martín de Porres.
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Ignacio Marín Baró. Colombia.
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Bélgica.
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Chile.
Nelson Zicavo Martínez. Universidad del Bío Bío.
Chile.
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Víctor Santisteban Chávez. Universidad César
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Traducción al portugués
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Traducción al inglés
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Impresión:
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editorial y asesor científico de la Revista de Psicología.
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Correo electrónico: [email protected]
ÍNDICE
Rev. Psicol. Trujillo (Perú). Año 15, vol. 2, 2013.
ÍNDICE
EDITORIAL
149
INVESTIGACIONES ORIGINALES
El reconocimiento de la empatía en los jóvenes de diferentes contextos sociales (en portugués).
Nilton S. Formiga, Erika Lobato Picanço, Amanda Valeria V. S. Aguiar.
Facultade Mauricio de Nassau-FHN
152
Propiedades psicométricas del inventario de respuestas de afrontamiento - forma adultos en estudiantes de
institutos superiores del distrito la Esperanza.
Esmeralda Roxana Polo Zavala.
Universidad César Vallejo.
159
Propiedades psicométricas del inventario de depresión de Beck para universitarios de Lima.
Renzo Felipe Esteban.
Universidad Peruana Unión.
170
Concepciones implícitas del aprendizaje en estudiantes de psicología de universidades públicas.
Eduardo Fabio Gonzales López.
Universidad Nacional Mayor de San Marcos.
183
Propiedades psicométricas de la escala de estilos de socialización parental en estudiantes de secundaria.
Katia Edith Jara Galvez.
Universidad César Vallejo.
194
Escala de actividades de ocio: comparación de modelos estructurales según sexo, edad y tipo de escuela. (en
portugués)
Nilton S. Formiga, Gislane Melo, Rebeca C. M. Pires, Amanda V. V. S. Aguiar.
Universidade Católica de Brasilia- UCB.
Facultade Mauricio de Nassau-FHN
Universidad Mariana, Colombia.
208
ARTÍCULOS DE REVISIÓN
Aportes sobre La adquisición Del desarrollo motor a partir de lãs ideas de Arnold Gesell, Myrtle Mac
Graw, Esther Thelen y Gilbert Gottlieb.
Tomás Caycho Rodríguez.
Universidad Inca Garcilazo de La Vega
222
Error estándar de medida y la puntuación verdadera de los tests psicológicos: cálculo mediante un módulo en
visual basic.
Sergio Alexis Domínguez Lara.
Universidad Inca Garcilaso de la Vega
230
NORMAS PARA LOS AUTORES
238
FORMATO DE SUSCRIPCIÓN
244
INDEX
Rev. Psicol. Trujillo (Perú). Año 15, vol. 2, 2013.
INDEX
EDITORIAL
149
ORIGINAL RESEARCH
The empathy recognition in youth in different social contexts.
Nilton S. Formiga, Erika Lobato Picanço, Amanda Valeria V. S. Aguiar.
Facultade Mauricio de Nassau-FHN
152
Psychometric properties of the inventory of coping responses – adult form in students from
colleges in the district La Esperanza.
Esmeralda Roxana Polo Zavala.
Universidad César Vallejo.
159
Psychometric properties of Beck depression inventory for college students in Lima metropolitana.
Renzo Felipe Esteban.
Universidad Peruana Unión.
170
Implicit conceptions of learning in psychology students at public universities.
Eduardo Fabio Gonzales López.
Universidad Nacional Mayor de San Marcos.
183
Psychometric properties of the scale of parental socialization styles of high school students.
Katia Edith Jara Galvez.
Universidad César Vallejo.
194
Leisure habits activities scale: structural models comparison in sex, age and type of school role.
Nilton S. Formiga, Gislane Melo, Rebeca C. M. Pires, Amanda V. V. S. Aguiar.
Universidade Católica de Brasilia- UCB.
Facultade Mauricio de Nassau-FHN
208
REVISION ARTICLES
Contributions on the acquisition of motor development from ideas Arnorld Gesell, Myrtle Mc Graw, Esther
Thelen and Gilbert Gottlieb.
Tomás Caycho Rodríguez.
Universidad Inca Garcilazo de La Vega
222
The standard error of measurement and the true score of psychological tests: calculation using a visual basic
module.
Sergio Alexis Domínguez Lara.
Universidad Inca Garcilaso de la Vega
230
INSTRUCTIONS FOR AUTHORS
238
SUBSCRIPTION FORM
244
ÍNDICE
Rev. Psicol. Trujillo (Perú). Año 15, vol. 2, 2013.
ÍNDICE
EDITORIAL
149
ORIGINAL DE PESQUISA
O reconhecimento da empatia em jovens de diferentes contextos sociales.
Nilton S. Formiga, Erika Lobato Picanço, Amanda Valeria V. S. Aguiar.
Facultade Mauricio de Nassau-FHN
152
Propriedades psicométricas do inventário de respostas de enfrentamento – forma adulta em alunos de
intitutos superiores bairro La Esperanza.
Esmeralda Roxana Polo Zavala.
Universidad César Vallejo.
159
Propriedades psicométricas do inventário de depressão de Beck para estudantes universitários de Lima.
Renzo Felipe Esteban.
Universidad Peruana Unión.
170
Comcepções implícitas de aprendizagem en estudantes de psicología em universidades públicas.
Eduardo Fabio Gonzales López.
Universidad Nacional Mayor de San Marcos.
183
Propriedades psicométricas da escala de estilos parentais de socialização de alunos do ensino médio.
Katia Edith Jara Galvez.
Universidad César Vallejo.
194
Escala das actividades de hábitos de lazer: comparação de modelos estruturais em função do sexo, idade e
tipo de escola.
Nilton S. Formiga, Gislane Melo, Rebeca C. M. Pires, Amanda V. V. S. Aguiar.
Universidade Católica de Brasilia- UCB.
Facultade Mauricio de Nassau-FHN
208
ARTIGOS DE REVISÃO
Contribuições sobre a aquisicão do desenvolvimento motor das idéias de Arnold Gesell, Myrtle Mc Graw,
Esther Thelen y Gilbert Gottlieb.
Tomás Caycho Rodríguez.
Universidad Inca Garcilazo de La Vega
222
Erro padrão de madida e escore verdadeiro testes psicológicos: cálculos usando em módulo em visual basic.
Sergio Alexis Domínguez Lara.
Universidad Inca Garcilaso de la Vega
230
ORIENTAÇÕES PARA OS AUTORES
238
FORMULÁRIO DE INSCRIÇÃO
244
149
EDITORIAL
EDITORIAL
La necesidad por responder a un entorno sumamente cambiante, exige que los centros de
investigación revisen constantemente sus líneas de investigación, y analicen sus posibilidades de
ejecución, dados no sólo la complejidad de los problemas a abordar sino a las posibilidades de su cuerpo
docente y a los recursos materiales y financieros; pero, también al interés por delimitar su campo de
actuación, a fin de desarrollar un cuerpo de conocimientos y formar un cuerpo académico especializado; y
la posibilidad de formar redes de investigación con centros de investigación interesados en estas
temáticas.
Dentro de este marco la Escuela de Psicología de la Universidad César Vallejo; prioriza dos líneas
de investigación: psicometría y violencia.
La Psicometría es una temática de preocupación en los ámbitos de la academia y la práctica
profesional; en la academia respecto al planteamiento de teorías, de enfoques que expliquen el
comportamiento humano y que la psicometría operativiza, a través de los instrumentos de evaluación y en
la práctica profesional el de contar con instrumentos rigurosos, adaptados a nuestra realidad, orientados a
la mejora del servicio.
La violencia se ha generalizado, y exige de la academia una respuesta sistemática que se
fundamente en investigaciones que se realicen, en unos casos a partir del planteamiento de modelos de
explicación del fenómeno o de investigaciones aplicadas, que permitan plantear alternativas de solución a
esta problemática hoy de salud pública y que la psicología a partir de una concepción multilateral y en
alianza con otras ciencias investigue respecto a la naturaleza de la violencia y su relación con variables del
sujeto, de la familia y de la sociedad; así mismo como esta es vista a partir de la perspectiva patogénica y
también desde la perspectiva salutogénica; puesto que sólo un análisis desde puntos de vista distintos nos
permitirá plantear alternativas de solución que contribuyan a prevenir, e intervenir en esta problemática
que involucra de manera transversal a toda la sociedad
El director.
VESTIGACIONE
INVESTIGACIONES
ORIGINALES
ORIGINALES
152
O RECONHECIMENTO DA EMPATIA EM JOVENS DE DIFERENTES CONTEXTOS SOCIAIS.
Nilton S. Formiga*, Erika Lobato Picanco**, Amanda Valéria V. S. Aguiar**
Faculdade Mauricio de Nassau – FMN
RESUMO
A empatia refere-se à disposição funcional das pessoas para as trocas de experiências expostas de maneira
incondicional em relação ao outro. Estas poderiam diferenciar nos jovens em função do sexo, idade e classe social. O
presente estudo tem como objetivo avaliar relação inter-dimensão nos fatores da empatia e a diferença na média de
resposta dos jovens de diferentes contextos sócio-institucionais. 46 sujeitos, do sexo masculino e do sexo feminino,
de 12 a 21 anos, de instituição social para cuidados de jovens em situação de riso, instituição religiosa cristã e de
colégio público na cidade de João Pessoa-PB responderam a escala multidimensional de reatividade interpessoal de
Davis. Observaram-se correlações de Spearman positivas entre das dimensões da empatia e que os jovens de
instituição religiosa cristã e de colégio público tiveram médias superiores na consideração empatia, tomada de
perspectiva e fantasia empática.
Palavras Chave: Empatia; Contextos sociais; Jovens.
THE EMPATHY RECOGNITION IN YOUTH IN DIFFERENT SOCIAL CONTEXTS
ABSTRACT
Empathy refers to the functional disposition that people have to exchange experiences exposed unconditionally to
the other. These experiences could be different in young by gender, age and social class. The present study aims to
evaluate the inter-dimensional relationship in factors of Empathy and the difference in mean response of young
people from different socio-institutional contexts. 46 subjects, male and female, 12-21 years of social institution for
the care of young people at risk, Christian religious institutions and public school in the city of João Pessoa answered
multidimensional scale of interpersonal reactivity Davis. It was found Positive Spearman correlations between
dimensions of empathy and the young Christian religious institution and public school had higher mean in regards
empathy, perspective taking and empathic fantasy.
Key words: Empathy, Social Contexts; Youth.
EL RECONOCIMIENTO DE LA EMPATÍA EN LOS JÓVENES DE DIFERENTES CONTEXTOS
SOCIALES.
RESUMEN
La empatía se refiere a la disposición funcional de las personas para los intercambios de experiencias expostas de
manera incondicional en relación al otro. Estas podrían diferenciar en los jóvenes en función del sexo, edad y clase
social. El presente estudio tiene como objetivo evaluar relación interdimensión en los factores de la empatía y la
diferencia en la media de respuestas de los jóvenes de diferentes contextos socio-institucionales. 46 sujetos, del sexo
masculino y del sexo femenino, de 12 a 21 años, de institución social para cuidados de jóvenes en situación de riesgo,
institución religiosa cristiana y de escuela pública en la ciudad de João Pessoa-PB han respondido la escala
multidimensional de reactividad interpersonal de Davis. Se ha observado correlaciones de Spearman positivas entre
de las dimensiones de la empatía y que los jóvenes de instituciones religiosa cristiana y de la escuela pública han
tenido medias superiores en la consideración empatía, toma de perspectiva y fantasía empática.
Palabras clave: Empatía; Contextos sociales; Jóvenes.
*
Doutor em Psicologia Social pela Universidade Federal da Paraíba. Atualmente é professor do curso de Psicologia na Faculdade Mauricio de
Nassau – JP. Endereço para correspondência: Avenida Guarabira, 133. Bairro de Manaíra. CEP.: 58038-140. João Pessoa - PB. Brasil. E-mail:
[email protected].
**
Alunas do curso de Psicologia da Faculdade Mauricio de Nassau – FMN, PB
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 152-158, 2013
153
FORMIGA N, LOBATO E, V. S. A.
A empatia diz respeito à disposição
funcional das pessoas para as trocas de
experiências expostas de maneira incondicional
em relação ao outro, podendo ser definido como
uma resposta afetiva de origem evolutiva da
forma mais apropriada frente à situação do outro
do que da própria pessoa. Assim, uma pessoa
empática, teoricamente, terá a capacidade de
experimentar as emoções e/ou ter pensamentos
que, supostamente, a outra pessoa estaria ou teria
experimentado; bem como, ela adotaria o ponto de
vista do outro, compreenderia suas motivações e
necessidades e atribuiria atitudes e
comportamentos ao outro (Batson, Eklund,
Chermok, Hoyt & Ortiz, 2007; Batson, Tricia,
Highberger & Shaw, 1995; Davis 1983; Decety,
2005; Decety & Jackson, 2004; Decety,
Michalska & Akitsuki, 2008; Enz & Zoll, 2006;
Hoffman, 2000; Mehrabian & Epstein, 1972;
Wispé, 1990).
Dos muitos instrumentos que avaliam a
empatia, a escala desenvolvida por Davis (1983),
conhecida como Escala Multidimensional de
Reatividade Interpessoal (EMRI), por possuir um
corpo teórico e metodológico organizado, tem
sido uma das mais importantes para a medida
deste construto, isto porque ela estar relacionada a
uma visão psicogenética, evolutiva e
multidimensional da empatia.
Com isso, a perspectiva teórica e empírica
desenvolvida por Davis (Formiga, 2012a;
Sampaio, Guimarães, Camino, Formiga &
Menezes, 2011), pressupõe que as habilidades
empáticas são distribuídas em quatro construtos
independentes, os quais avaliam experiências
afetivas e cognitivas da pessoa: no que se refere à
experiência cognitiva, destaca-se o construto
tomada de perspectiva do outro (refere-se à
capacidade cognitiva voltada para a compreensão
e coordenação de percepções do outro que visem à
solução de conflitos interpessoais e sociais) e
fantasia (refere-se a habilidade de se identificar
com personagens ficcionais em novelas, filmes e
romances e sentir junto com eles, uma adesão
involuntária às condições afetivas de alegria,
tristeza, raiva etc. e/ou de necessidade destes
personagens); em relação a experiência afetiva,
esta, poderá ser acessada na pessoas através da
consideração empática
(diz respeito à
capacidade de avaliar e sentir com o outro, bem
como do reconhecer seus afetos e necessidades,
que pode ser experimentada no self como uma
motivação de cunho pró-social que pode levar ao
comportamento de ajuda) e a angustia pessoal
(refere-se a um sentimento de tensão e
desconforto, frente à condição de necessidade do
outro, podendo gerar comportamentos de
afastamento ao invés de comportamentos de
ajuda).
Tendo o construto da empatia uma
organização teórica desenvolvimentista,
especula-se no presente estudo o quanto jovens
em diferentes contextos sociais poderiam se
diferenciar no auto-reconhecimento da empatia
em sua vida. O fato é que, especificamente, Motta,
Falcone, Clark e Manhães (2006) em um estudo
com crianças que viviam em abrigos de longa
permanência e curta permanência, bem como,
aqueles que moravam com suas famílias,
observaram que as crianças que viviam no abrigo
de curta permanência apresentaram escores
inferiores no desenvolvimento da empatia,
principalmente, quando comparado aos escores
mensurados nas crianças do Abrigo de longa
permanência e das crianças que vivem em família.
Em outro estudo, desenvolvido por
Cecconello e Koller (2000), os quais concebem
que a empatia estaria relacionada à competência
social (isto é, uma pessoa que é capaz de ser
sensível e empática com seus pares, de se engajar
em atividades sociais positivas, formar relações
de amizade e adaptar-se em situações de stress),
esses autores observaram que as meninas em
situação de pobreza apresentaram melhores
resultados na empatia do que os meninos; outro
resultado que aponta em semelhante direção,
ocorreu na competência social, neste construto, as
crianças mais velhas eram as mais competentes
socialmente.
Com isso, nos estudos supracitados, os
autores revelam o quanto crianças e jovens podem
desenvolver a empatia, seja pela condição do
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 152-158, 2013
154
O RECONHECIMENTO DA EMPATIA EM JOVENS DE DIFERENTES CONTEXTOS SOCIAIS
contexto social seja devido ao vínculo afetivo que
elas venham a possuir nas relações interpessoais
no seu entorno; mas, que tipo de empatia elas
desenvolvem? Desta forma, tomando como
orientação teórica a perspectiva de Davis (1983),
pretende-se avaliar o quanto os jovens em
distintos contextos sociais diferem entre si nas
dimens ões da empatia (por exemplo,
consideração empática, tomada de perspectiva,
angustia pessoal e fantasia).
MÉTODO
Amostra
46 sujeitos, sendo do sexo masculino (20
sujeitos) e do sexo feminino (26 sujeitos), de 12 a
21 anos; destes, 16 pertenciam a uma instituição
social para cuidados de jovens em situação de riso,
13 eram de uma instituição religiosa cristã e 17
eram de um colégio público, todos da cidade de
João Pessoa-PB. A amostra foi não probabilística,
pois considerou-se a pessoa que, consultada, se
dispusera a colaborar, respondendo o questionário
que foi apresentado.
situações emergenciais, etc.);
- Consideração empática (CE) - esta
dimensão relaciona-se aos sentimentos dirigidos
ao outro e à motivação para ajudar pessoas em
necessidade, perigo ou desvantagem (Ex: Sinto
compaixão quando alguém é tratado
injustamente; Quando vejo que se aproveitam de
alguém, sinto necessidade de protegê-lo, etc.);
- Tomada de perspectiva (TP) - mede a
capacidade cognitiva do indivíduo de se colocar
no lugar de outras pessoas, reconhecendo e
inferindo o que elas pensam e sentem (Ex:
Imagino como as pessoas se sentem quando eu as
critico; Tento compreender meus amigos
imaginando como eles vêem as coisas, etc.);
- Fantasia (FS) - a primeira designa a
habilidade de se colocar no lugar de outras
pessoas, tomando suas perspectivas e imaginando
o que elas pensam ou sentem; a subescala de
fantasia avalia a tendência de transpor a si mesmo
imaginativamente, colocando-se no lugar de
personagens de filmes e/ ou livros (Ex: Tenho
facilidade de assumir a posição de um
personagem do filme; Depois de ver uma peça de
teatro ou um filme sinto-me envolvido com seus
personagens, etc.).
Instrumentos
Escala Multidimensional de Reatividade
Interpessoal de Davis – EMRI. Trata-se de um
instrumento elaborado por Davis (1983) e
adaptado em sua versão original por Sampaio,
Guimarães, Camino, Formiga e Menezes (2011)
para o contexto brasileiro e corroborado por
Formiga (2012a) em sua versão completa
encontrando indicadores psicométricos aceitáveis
que garantem a validação e fidedignidade da
escala. O instrumento é composto por 26
sentenças que descrevem comportamentos,
sentimentos e características relacionadas à
empatia, que são utilizadas para avaliar as
seguintes dimensões da empatia:
- Angústia pessoal (AP) - avalia as
sensações afetivas de desconforto, incômodo e
desprazer dirigidas para o self, quando o indivíduo
imagina o sofrimento de outrem (por exemplo,
Perco o controle quando vejo alguém que esteja
precisando de muita ajuda; Fico apreensivo em
Cada uma destas subescalas é composta,
por uma quantidade específica de itens: FS e CE,
sete proposições, AP e TP, seis proposições. Todas
elas foram avaliadas por escalas likert, que variam
de 1 (“não me descreve bem”) a 5 (“descreve-me
muito bem”). Escores mais altos indicam níveis
mais elevados em cada uma dessas dimensões e a
soma dos escores de todas as subescalas é
utilizada para calcular o nível global de empatia.
O item 2 (Sou neutro quando vejo filmes) deve ter
sua pontuação invertida, pois foi elaborado na
direção contrária a dos demais itens da escala.
Além do EMRI foi utilizado um pequeno
questionário para levantar alguns dados
sociodemográficos como idade, sexo e renda
econômica dos participantes.
Procedimentos
Todos os procedimentos adotados nesta
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 152-158, 2013
155
FORMIGA N, LOBATO E, V. S. A.
pesquisa seguiram as orientações previstas na
Resolução 196/96 do CNS e na Resolução
016/2000 do Conselho Federal de Psicologia
(CNS, 1996; ANPEPP, 2000).
Apesar de o instrumento ser autoaplicável, contando com as instruções necessárias
para que possam ser respondidos, os
colaboradores na aplicação estiveram presentes
durante toda a aplicação para retirar eventuais
dúvidas ou realizar esclarecimentos que se
fizessem indispensáveis. Um tempo médio de 30
minutos foi suficiente para concluir essa
atividade.
Na versão 18.0 do pacote estatístico SPSS para
Windows foram computadas estatísticas
descritivas (tendência central e dispersão) e
efetuadas os cálculos referidos a correlação de
Spearman e análise de variância (Anova).
Administração e Análise dos dados
Quatro colaboradores com experiência
prévia na administração do EMRI foram
responsabilizados pela coleta dos dados, e
apresentaram-se as pessoas (nas casas das
próprias famílias) como interessados em conhecer
as opiniões e os comportamentos dos alunos sobre
as situações descritas nos instrumentos.
Solicitou-se a colaboração voluntária dos
jovens e seus pais no sentido de responderem um
breve questionário. Após ficarem cientes das
condições de participação na pesquisa, assinaram
um termo de Consentimento Livre e Esclarecido.
Foi-lhes dito que não havia resposta certa ou
errada. A todos foi assegurado o anonimato das
suas respostas informando que estas seriam
tratadas em seu conjunto. A Escala
Multidimensional de Reatividade Interpessoal de
Davis – EMRI foi respondida individualmente.
RESULTADOS E DISCUSSÃO
Antes de realizar um cálculo de análise de
variância, efetuou-se uma correlação de
Spearman (ρ) com o objetivo de avaliar a relação
entre os fatores da empatia na amostra com os
diferentes grupos de jovens coletados nesse
estudo. Observou-se que, independente dos
sujeitos avaliados, as dimensões da empatia
estiveram, significativamente, interrelacionados.
Tabela 1
Correlação entre os escores correlacionais de Spearman (rho, ρ) das dimensões da EMRI.
1
CE
TP
AP
FS
2
3
0.76*
---
4
--0.77*
0.64*
0.73*
0.66*
----0.56*
Nota: todas com um p < 0.05; Consideração
Empática (CE), Angústia Pessoal (AP),
Tomada de Perspectiva (TP) e Fantasia (FS). *p < 0.05
A partir análise dos resultados da
correlação, o qual revela a direção e força positiva
entre os fatores da empatia; efetuou-se uma
Anova, em associação ao teste post-hoc de
Bonferroni, com o objetivo de comparar as
pontuações médias das dimensões da empatia,
considerando os contextos sociais em que estes
jovens estão envolvidos. Observou-se resultado
significativo apenas para o efeito de interação
(idade versus contexto social):
- em relação a dimensão da fantasia
empática, os jovens de colégio público com idade
de 12 a 14 anos apresentaram um escore médio
superior (Média = 27.25, dp = 1.98; IC95% – 23.2331.27) a dos jovens dos religiosos e dos jovens da
instituição social para situação de risco de idade
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 152-158, 2013
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O RECONHECIMENTO DA EMPATIA EM JOVENS DE DIFERENTES CONTEXTOS SOCIAIS
superior [F (1,45 = 9.37; p < 0,01];
- no que diz respeito a consideração
empática, os jovens do contexto religioso os
jovens de colégio público com idade de 15 a 17
anos pontuaram mais alto em escore (Média =
26.67, dp = 3.50; IC95% – 19.60-33.74) do que os
jovens da instituição social para situação de risco e
os jovens de colégio público de idades mais novas
(12 a 14 anos) e bem mais velhas (18 a 21 anos) [F
(1,45 = 6.51; p < 0,01];
- no que se refere a tomada de perspectiva
empática, ainda, os jovens do contexto religioso
os jovens de colégio público com idade de 18 a 21
anos apresentaram escores médios superiores
(Média = 22.50, dp = 1.71; IC95% – 19.04-25.96) ao
compara com os dos jovens da instituição social
para situação de risco e os jovens de colégio
público de outras idades [F (1,45 = 7.09; p <
0,01]; por fim, em relação a angustia pessoal, não
foi observado resultado significativo para nenhum
grupo.
Considerando as diferenças nos escores
médios da respostas dos sujeitos, o jovem do
colégio público e os jovens do contexto religioso,
tiveram médias superiores em relação aos jovens
da instituição social para situação de risco. De
fato, esse era um resultado esperado, pois, os
jovens vivem situações de risco (por exemplo,
contextos de violência, dificuldades sócioeconômicas, conflitos na dinâmica familiar,
problema de drogadição na família, etc.),
provavelmente, inibem uma habilidade social
para com o outro, não sensibilizando-os quanto a
importância e o valor do outro nas relações sociais
e pessoais; essa condição que poderia ser
interpretada, ao desenvolver habilidades
empáticas, aponta-se em direção da dinâmica
interpessoal de segurança e confiança social e
afetiva nos outros. Esses jovens, em seu contexto,
passam por situações complexas, limitadas e de
difícil organização social e cognitiva tanto no que
se refere a moral quanto a diminuição do espaço
interpessoal na construção do vinculo afetivo.
Tal reflexão poderá ser acompanhada
quando se observa os resultados da análise de
variância, na qual os jovens, supostamente, de
melhor investimento sócio-cognitivo e social no
contexto social em que eles estão envolvidos,
foram o que apresentaram melhor pontuação nas
dimensões da empatia; mas, não somente o
contexto pode ter influenciado nas respostas, mas,
a interação dele com a variação da idade, pois, os
sujeitos mais novos reconheceram melhor a
experiência empática cognitiva de fantasia, mas,
por outro lado, os mais velhos reconheceram a
tomada de perspectiva. Estas são experiências da
empatia que exigem, cada uma a seu modo,
habilidades sociais que estariam associadas ao
desenvolvimento psicológico e social na
adolescência quanto a maturidade afetiva, social e
comportamental. Vale destacar que, um dos
resultados que se esperava ser significativo para
os jovens mais velhos e, especificamente, os
jovens religiosos é quanto a angustia pessoal
(refere-se a um sentimento de tensão e
desconforto, frente à condição de necessidade do
outro, podendo gerar comportamentos de
afastamento ao invés de comportamentos de
ajuda), mas, isso não foi observado.
Os estudos sobre o construto da empatia
permitem compreender que as pessoas têm a
capacidade de abrir canais comunicativos e
condutas sociais para a melhoria da relação
interpessoal, estimulando e simulando
convicções, desejos, percepções, observando os
sentimentos e as emoções do outro. É possível
então, que a partir do desenvolvimento dessas
habilidades se estabeleça condições para uma
formação moral, ética e de direitos humanos,
justamente porque esses construtos têm um
interesse em comum: a busca do respeito e
compreensão do outro e a inclusão do observador
no campo do problema do outro, possibilitando a
quem precisa de ajuda e a quem é capaz de ajudar,
uma disposição para o acolhimento e apoio (social
e afetivo) ao outro, contribuindo para abertura de
espaços para os vínculos sócio-afetivos mais
consistentes na interação humana (Camino &
Camino, 1996; Eisenberg & Miller, 1987;
Formiga, Camino & Galvão, 2009; Formiga et al,
2011; Hoffman, 2000; Sampaio, Monte, Camino
& Roazzi, 2008).
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 152-158, 2013
157
FORMIGA N, LOBATO E, V. S. A.
CONSIDERAÇÕES FINAIS
De forma geral, ao considerar os fatores da
empatia destacados neste estudo (por exemplo,
Consideração Empática, Angústia Pessoal,
Tomada de Perspectiva e Fantasia) sugere que o
ser humano é capaz de desenvolver o
reconhecimento de uma situação e a preocupação
com o outro na situação observada ou sentida, isto
é, ocorre uma espécie de ressonância interpessoal;
pressupõe que uma pessoa empática busque o
respeito, a compreensão do outro e a participação
no espaço sócio-cognitivo do observador no
campo dos problemas do outro visando que, tanto
quem precisa de ajuda quanto quem pode ajudar se
disponha a aberturas do espaço EU-OUTRO
capaz de estimular e simular convicções, desejos,
percepções, se colocando no lugar do sentimento e
emoção do outro (Formiga, 2012b).
Espera-se que os objetivos deste estudo
tenham sido cumpridos, principalmente, no que
diz respeito à avaliação das diferenças na média de
respostas dos diferentes sujeitos nas dimensões da
empatia. Todavia, é bom destacar que quando
considerar os resultados deste estudo em outros
contextos sociais é necessário ter em conta os
aspectos mais específicos ou universais de cada
cultura na avaliação dessas escalas quando se
pretender refutá-las ou não com outras amostras
considerando o espaço geo-político e social
(Muenjohn & Armstrong, 2007; Triandis e cols,
1993; Triandis, 1994; Van de Vijver & Leung,
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Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 152-158, 2013
159
PROPIEDAS PSICOMÉTRICAS DEL INVENTARIO DE RESPUESTAS DE
AFRONTAMIENTO – FORMA ADULTOS EN ESTUDIANTES DE INSTITUTOS
SUPERIORES DEL DISTRITO LA ESPERANZA
Esmeralda Roxana Polo Zavala*
Universidad César Vallejo
RESUMEN
El presente estudio tuvo como objetivo evaluar las propiedades psicométricas del Inventario de
Respuestas de Afrontamiento-Forma Adultos (CRI-A) de R. H. Moos en su versión española. Se trabajó
con 560 estudiantes de ambos sexos, 78.0% hombres y 22.0% mujeres, con edades entre los 18 a 25 años
(M=19.7; SD=1.9), de III a V ciclo de los institutos de educación superior del distrito de la Esperanza. Se
analizó la consistencia interna de las escalas del inventario, efectuando diferencia entre sexos, los
resultados demostraron que los puntajes eran moderados y aceptable, por lo que demuestra su
confiablidad, la correlación entre escalas mostraron correlaciones significativas y muy significativas con
adecuada intensidad. Por otro lado, se comprobó que el inventario posee validez, el análisis Ítem-test
efectuado, mostró correlaciones adecuadas entre los ítems de las escalas, la validez de constructo obtenida
mediante el análisis factorial, demostró la existencia de dos factores aproximación y evitación,
corroborando lo obtenido en la adaptación española, con excepción de la escala Descarga emocional que
satura en el factor contrario a lo planteado teóricamente.
Palabras clave: Estrategias de afrontamiento, propiedades psicométricas, confiabilidad, validez.
PSYCHOMETRIC PROPERTIES OF THE INVENTORY OF COPING RESPONSES - ADULT
FORM IN STUDENTS FROM COLLEGES IN THE DISTRICT LA ESPERANZA
ABSTRACT
The present study aimed to evaluate the psychometric properties of the Coping Responses InventoryAdult Form (CRI-A) of R. H. Moos Spanish version. We worked with 560 students of both sexes, 78.0%
men and 22.0% women, aged 18 to 25 years (M = 19.7, SD = 1.9), from III to V cycle higher education
institutes of the Esperanza District. We analyzed the internal consistency of the inventory's scale making
difference between sexes. The results showed that the scores were moderate and acceptable,
demonstrating it's confiability. The correlation between scales showed significant and very significant
correlations with appropriate intensity. On the other hand, it was found that the inventory has validity. The
item-test analysis showed adequate correlations between of the scale's items, obtained construct validity
by factor analysis. It shows the existence of two factors approach and avoidance, corroborating the obtain
in the spanish adaptation except Emotional Release scale factor saturates contrary to the theoretical
suppositions.
Key words: Coping, psychometric properties, reliability, validity.
*Lic. En Psicología de la Universidad César Vallejo. Correspondencia: [email protected]
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 159-169, 2013
160
PROPIEDAS PSICOMÉTRICAS DEL INVENTARIO DE RESPUESTAS DE AFRONTAMIENTO – FORMA ADULTOS EN ESTUDIANTES DE INSTITUTOS...
PROPRIEDADES PSICOMÉTRICAS DO INVENTÁRIO DE RESPOSTAS DE
ENFRENTAMENTO – FORMA ADULTA EM ALUNOS DE INTITUTOS SUPERIORES
BAIRRO LA ESPERANZA
RESUMO
O presente estudo teve como objetivo avaliar as propriedades psicométricas das respostas de
enfrentamento Inventory -Adult Form (CRI- A) de R. H. Moos em sua versão em espanhol . Nós
trabalhamos com 560 alunos de ambos os sexos, 78,0 % homens e 22,0 % mulheres, com idade entre 18 a
25 anos (M = 19,7, DP = 1,9) de III a V faculdades ciclo do distrito espero. A consistência interna das
escalas foi analisada inventário, fazendo diferença entre os sexos, os resultados mostraram que os escores
foram moderada e aceitável, demonstrando a sua dirigibilidade, a correlação entre as escalas apresentaram
correlações significativas e altamente significativas com intensidade suficiente. Além disso, verificou-se
que o inventário tem validade, a análise do item - teste realizado mostrou adequada entre os itens das
escalas, a validade de construto por meio da análise fatorial obteve correlações demonstraram a existência
de dois fatores abordagem e prevenção, corroborando que a obtida na escala de adaptação espanhola
exceto Baixar emocional saturando contra o fator de pressupostos teóricos.
Palavras-chave: Coping, propriedades psicométricas, confiabilidade, validade.
La importancia de realizar
investigaciones orientadas a identificar la forma
en que las personas adultas logran adaptarse a su
realidad e intentan hacer frente a situaciones
estresantes de su vida, se sustenta en que la vida
adulta va acompañada de acontecimientos
generadores de cambios, los cuales difieren de
aquellos que afrontan los niños y adolescentes
(Aldwin y Levenson, 2001 citado en Papalia,
Wendkos y Duskin, 2005), estos pueden ser:
personales, familiares, académicos, sociales y
laborales, (Cornachione, 2006). Si bien las
situaciones estresantes se manifiestan en todas las
etapas de la vida, es en la adultez donde la
frecuencia e intensidad aumenta y donde el plano
de la salud física y bienestar psicológico del sujeto
se ve afectado considerablemente, debido a la
inadecuada e ineficaz utilización de estrategias de
afrontamiento, (Mikulic y Crespi, 2008). Según
Myers y Sigaloff (2005) las situaciones
estresantes valoradas por el sujeto como
amenazas y desafíos, que exceden o desbordan sus
recursos personales, altera e impide el logro del
bienestar personal. En tal sentido, la valoración y
el afrontamiento poco eficaz de los estresores está
relacionado directamente con el desarrollo de
problemas o trastornos de la salud mental y con
problemas físicos diversos (Instituto Nacional de
Salud Mental, 2006).
Moos (2002) plantea, que para lograr
canalizar y modificar la influencia de los agentes o
situaciones estresantes, tanto estables como
transitorios, es necesaria la utilización de
estrategias de afrontamiento enfocadas al
problema o a las emociones, las cuales serían
esfuerzos cognitivos o conductuales que se llevan
a cabo para enfrentar las demandas externas o
internas, permitiendo el buen funcionamiento y
maduración personal. Es así, que el afrontamiento
se enfoca como un factor estabilizador que puede
ayudar a los individuos a mantener su adaptación
psicosocial durante períodos de alto estrés.
(Lazarus y Folkman, 1984; Moos y Schaefer,
1993, citados en Mikulic y Crespi, 2008).
Si bien distintos estudios reconocen el
papel central que el afrontamiento tiene en el
manejo de diversas situaciones estresantes,
también apoyan el supuesto que el tipo de
situación generadora de estrés y las estrategias de
afrontamiento utilizadas por los individuos,
varían de acuerdo a las distintas etapas evolutivas.
Es así que en el año 2006, según el estudio
epidemiológico de salud mental en la costa
peruana, la población adulta de la ciudad de
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 159-169, 2013
161
POLO E.
Trujillo expuesta a estresores psicosociales,
presentaron niveles elevados de estrés, oscilando
entre el 61.1% a 70.7% en mujeres y el 66.5% a
79.9% en varones, reflejando la escasa,
inadecuada o ineficaz utilización de estrategias de
afrontamiento por parte de la población (Instituto
Nacional de Salud Mental, 2006). En el caso de la
población del distrito de la Esperanza, se
desconoce datos epidemiológicos, pero se sabe de
la existencia de estresores psicosociales que
afectan a la población en general (El comercio,
08/10/2011).
salud, el bienestar psicológico y la calidad de vida
la población (Cockerham, 2001 citado en Sandin,
2002), se considera al distrito de la Esperanza el
lugar idóneo para realizar la evaluación de las
propiedades psicométricas del Inventario de
Respuestas de Afrontamiento - Forma Adultos
(CRI - A) de R. H. Moos, debido a presentar
evidentes situaciones psicosociales generadoras
de estrés y ser uno de los distritos más poblados de
la provincia de Trujillo.
Considerando que en la actualidad, el
movimiento de salud mental tiene sus pilares
enfocados al afrontamiento, el estrés y el apoyo
social, que demuestran estar relacionados directa
o indirectamente con el proceso de salud bienestar - enfermedad en las personas; una de las
áreas de la psicología que se ha desarrollado para
acompañar la actual demanda, es la de evaluación
psicológica. De esta manera, la evaluación forma
parte principal en el campo de accionar
psicológico y necesaria para el diagnóstico e
intervención. En éste sentido, se ve la necesidad
de contar con instrumentos válidos y confiables,
que permitan obtener datos fiables y acordes a las
características psicológicas de nuestra población.
La presente investigación corresponde al
tipo de estudio tecnológico, según Sánchez y
Reyes (2006) “un estudio es tecnológico en la
medida en que aporta a la ciencia con
instrumentos, métodos o programas que serán
válidos para posteriores investigaciones” (p.39).
No obstante, en nuestro país la
investigación sobre respuestas de afrontamiento
en sujetos adultos es escasa y se desconoce de
instrumentos acordes, dificultando así el accionar
psicológico. Por esta razón, resulta de gran
importancia actualizar y evaluar instrumentos
psicológicos en base a las características
socioculturales de nuestra población. Para el caso
de la medición de las respuesta de afrontamiento
en adultos, el Inventario de Respuestas de
Afrontamiento - Forma Adultos (CRI - A) de R. H.
Moos, es uno de los instrumentos adecuados,
debido a que posee propiedades psicométricas
estudiadas en múltiples contextos socioculturales
(Mikulic y Crespi, 2008).
Por lo expuesto anteriormente y
considerando que las situaciones psicosociales
generan niveles elevados de estrés que afecta la
MÉTODO
Participantes:
En la presente investigación la población
objetivo estuvo conformada por estudiantes de
ambos sexos, de las distintas carreras técnicas del
III a V ciclo, entre los 18 a 25 años de edad,
pertenecientes al Instituto de Educación Superior
Tecnológico Público “NUEVA ESPERANZA” y
al Servicio Nacional de Adiestramiento en
Trabajo Industrial “SENATI”, ambos ubicados en
el distrito de la Esperanza.
Para el estudio, la muestra fue
seleccionada mediante un muestreo probabilístico
aleatorio y el tamaño se determinó mediante el uso
de la fórmula de Cochran, estando constituida por
560 estudiantes de ambos sexos, 437 varones, que
constituyen el 78.0% y 123 mujeres, que
representan el 22.0%. Los participantes fueron
sujetos entre las edades 18 a 25 años (M=19.7;
SD=1.9), del III a V ciclo de educación superior,
pertenecientes a los institutos superiores del
distrito de la Esperanza y aptos, física y
psicológicamente
Instrumento:
Ficha Técnica:
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 159-169, 2013
162
PROPIEDAS PSICOMÉTRICAS DEL INVENTARIO DE RESPUESTAS DE AFRONTAMIENTO – FORMA ADULTOS EN ESTUDIANTES DE INSTITUTOS...
Instrumento de recolección de datos: Para la
evaluación de la muestra se utilizó el inventario de
respuestas de afrontamiento-adultos CRI-A de
Moos (1993), Adaptación Española: Kirchner y
Forns (2010). El CRI-A, combina dos
perspectivas al evaluar el afrontamiento de un
sujeto, la orientación o foco del afrontamiento, el
cual se divide en: aproximación y evitación, y
cada uno por un método de afrontamiento que
pueden ser cognitivo y conductual. El Inventario
se compone de 48 ítems que evalúan ocho
respuestas de afrontamiento: Análisis Lógico
(AL), Revalorización Positiva (R), Búsqueda de
Orientación y Apoyo (BA), Resolución de
Problemas (RP), Evitación Cognitiva (EC),
Aceptación/Resignación (A), Búsqueda de
Gratificaciones Alternativas (BG), Descarga
Emocional (DE).
En la versión española, se obtuvo un coeficiente
de alfa moderados de 0.55 en varones y 0.60 en
mujeres en la escala análisis lógico, la escala
reevaluación positiva se obtuvo 0.64 y 0.66; en la
escala búsqueda de guía y soporte se obtuvo 0.52 y
0.58; en la escala solución de problemas se obtuvo
0.70 y 0.63; en la escala evitación cognitiva se
obtuvo 0.58 y 0.60; en la escala aceptaciónresignación se obtuvo 0.61 y 0.50; en la escala
búsqueda de recompensas alternativas se obtuvo
0.59 y 0.52; en la escala descarga emocional se
obtuvo
0.60 y 0.51. También presenta
intercorrelaciones entre escalas, las que muestran
correlaciones significativas pero de intensidad
moderadas a bajas. La validez convergente
realizada mediante correlaciones de Pearson entre
escalas del CRI-A y el CSI, mostró una validez
moderada pero adecuada, la validez predictiva
establecida por la utilización de correlaciones de
Pearson entre las escalas del CRI-A y SCL-90-R,
identificó una validez adecuada, la validez de
constructo obtenida al efectuar análisis factorial
comprobó el modelo teórico de Moos. Así mismo,
muestra baremos de población general en
percentiles y puntuaciones T por sexo
RESULTADOS
Seguidamente se muestran los resultados
encontrados en la presente investigación.
Tabla 1
Análisis de validez por correlación ítem - test de las escalas en varones.
Escalas de CRI-A
Análisis lógico
Reevaluación
positiva
Búsqueda de guía y
apoyo
Solución de
problemas
Evitación cognitiva
Aceptaciónresignación
Búsqueda de
recompensas
alternativas
Descarga
emocional
Ítem e Índice de correlación
Ítem1
.229
Ítem2
.309
Ítem3
.384
Ítem4
.485
Ítem5
.285
Ítem6
.324
Ítem9
.144
Ítem10
.134
Ítem11
.377
Ítem12
.506
Ítem13
.337
Ítem14
.300
Ítem17
.274
Ítem18
.274
Ítem19
.342
Ítem20
.540
Ítem21
.100
Ítem22
.410
Ítem25
.266
Ítem26
.223
Ítem27
.394
Ítem28
.346
Ítem29
.309
Ítem22
.410
Ítem33
.276
Ítem34
.308
Ítem35
.330
Ítem36
.407
Ítem37
.189
Ítem38
.215
Ítem41
.247
Ítem42
.335
Ítem43
.224
Ítem44
.363
Ítem45
.251
Ítem46
.312
Ítem7
.212
Ítem15
.229
Ítem23
.285
Ítem31
.281
Ítem39
.216
Ítem47
.168
Ítem8
.271
Ítem16
.181
Ítem24
.254
Ítem32
.418
Ítem40
.359
Ítem48
.081
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 159-169, 2013
163
POLO E.
Tabla 2
Análisis de validez por correlación ítem - test de las escalas en mujeres.
Escalas de CRI-A
Ítem e Índice de correlación
Ítem1
.256
Ítem2
.301
Ítem3
.210
Ítem9
.260
Ítem10
.094
Ítem11
.268
Ítem17
.308
Ítem18
.409
Ítem19
.335
Ítem25
.269
Ítem26
.308
Ítem27
.209
Ítem33
.352
Ítem34
.545
Ítem35
.309
Solución de problemas
Ítem4
.500
Ítem12
.559
Ítem20
.469
Ìtem28
.503
Ítem36
.432
Ítem41
.313
Ítem42
.479
Ítem43
.109
Ítem44
.334
Evitación cognitiva
Ítem5
.373
Ítem13
.446
Ítem21
.201
Ítem29
.393
Ítem37
.168
Ítem45
.243
Aceptación-resignación
Ítem6
.449
Ítem14
.369
Ítem22
.468
Ítem30
.237
Ítem38
.174
Ítem46
.383
Búsqueda de
recompensas
alternativas
Ítem7
.210
Ítem15
.412
Ítem23
.369
Ítem31
.227
Ítem39
.163
Ítem47
.170
Descarga emocional
Ítem8
.314
Ítem16
.228
Ítem24
.365
Ítem32
.502
Ítem40
.382
Ítem48
.262
Análisis lógico
Reevaluación positiva
Búsqueda de guía y
apoyo
Tabla 3
Análisis factorial de las escalas del CRI-A en varones.
Escalas del CRI-A
Análisis lógico
Reevaluación positiva
Búsqueda de guía y apoyo
Solución de problemas
Evitación cognitiva
Aceptación o resignación
Búsqueda de recompensas
alternativas
Descarga emocional
% Varianza explicada por
cada factor
Consistencia interna (α)
Kmo
Saturaciones factoriales
Varones
Factor I
Factor II
.658
.243
.774
-.097
.610
-.016
.819
-.164
.095
.714
-.151
.859
.528
.219
.062
.687
33.58
53.34
0.80
0.72
0,746
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 159-169, 2013
164
PROPIEDAS PSICOMÉTRICAS DEL INVENTARIO DE RESPUESTAS DE AFRONTAMIENTO – FORMA ADULTOS EN ESTUDIANTES DE INSTITUTOS...
Tabla 4
Normas percentilares en varones.
Puntuaciones directas
Percentiles
AL
RP
BG
SP
EC
AR
BR
DE
1
2
2
0
2
1
0
2
0
5
4
5
2
5
4
1
4
1
10
5
6
3
6
5
2
5
2
15
6
7
4
7
5
3
6
3
20
7
8
5
8
6
4
7
3
25
7
8
5
9
6
4
7
4
30
7
9
6
9
7
5
8
4
35
8
9
6
10
8
5
8
4
40
8
10
7
11
8
6
8
5
45
8
10
7
11
8
6
9
5
50
9
11
8
12
9
6
9
5
55
9
11
8
12
9
7
10
6
60
10
11
9
12
10
7
10
6
65
10
12
9
13
10
8
11
6
70
11
12
10
13
10
9
11
7
75
11
13
10
14
11
9
12
7
80
12
13
11
14
11
9
12
8
85
12
14
12
15
12
11
12
9
90
13
14
13
16
13
12
13
10
95
14
15
15
17
15
13
15
12
99
16
17
16
18
16
15.
16
15
Media
8.99
10.38
7.81
11.14
8.68
6.65
9.26
5.67
Desv. típ.
2.92
3.09
3.58
3.57
3.19
3.53
3.13
3.12
Mínimo
.00
.00
.00
.00
.00
.00
.00
.00
Máximo
18.00
18.00
18.00
18.00
17.00
17.00
18.00
17.00
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 159-169, 2013
165
POLO E.
Tabla 5
Normas percentilares en mujeres.
Puntuaciones directas
Percentiles
AL
RP
BG
SP
EC
AR
BR
DE
1
0
3
1
3
3
1
1
0
5
5
5
4
5
4
2
4
2
10
6
6
5
7
5
3
5
3
15
6
6
6
7
6
4
6
4
20
7
7
6
8
6
4
6
5
25
8
8
6
8
7
5
7
5
30
8
8
7
9
7
5
8
6
35
9
9
7
9
8
6
8
7
40
9
9
7
10
8
6
8
7
45
10
10
8
11
9
7
9
7
50
10
10
8
11
9
7
9
7
55
10
11
8
12
10
8
9
8
60
11
11
9
12
10
8
10
9
65
11
12
10
12
11
9
10
10
70
12
12
10
13
12
9
11
10
75
12
13
11
14
12
10
11
11
80
12
13
12
14
12
11
12
11
85
13
14
13
15
13
12
13
12
90
14
15
13
16
14
14
13
13
95
15
16
15
17
15
14
14
14
99
17
17
18
18
18
17
17
17
Media
9.83
10.31
8.73
11.08
9.47
7.54
9.19
8.03
Desv. típ.
3.17
3.38
3.28
3.47
3.36
3.59
3.22
3.77
0
3
1
3
3
1
1
0
18.00
18.00
18.00
17.00
17.00
17.00
Mínimo
Máximo
17
17.00
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 159-169, 2013
166
PROPIEDAS PSICOMÉTRICAS DEL INVENTARIO DE RESPUESTAS DE AFRONTAMIENTO – FORMA ADULTOS EN ESTUDIANTES DE INSTITUTOS...
DISCUSIÓN
En esta investigación, se muestran los
resultados obtenidos de la evaluación de las
propiedades psicométricas de la adaptación
española del inventario de respuestas de
afrontamiento forma adultos CRI-A, en
estudiantes de institutos superiores del distrito de
la Esperanza, realizando una diferenciación por
sexo.
Para determinar la confiabilidad del
instrumento, se hizo uso de dos métodos:
estadístico alfa de Cronbach e intercorrelaciones
entre las escalas. Es así, que al efectuar el análisis
de consistencia interna del instrumento por
escalas específicas en varones, se obtuvo como
resultados coeficientes de alfa bajos y medios,
éstas puntuaciones oscilan entre 0.46 hasta 0.70.
De las ocho escalas que conforman el
inventario tres presentan puntuaciones menores a
0.5 indicando baja confiabilidad (Hernández,
Fernández y Batista,
2010) estas escalas son, análisis lógico 0.47,
evitación cognitiva 0.48 y búsqueda de
recompensas alternativas 0.46.
Por otro lado, el resto de las escalas
muestra
una
confiabilidad
regular,
reevaluación
positiva 0.50, aceptaciónresignación 0.56, descarga emocional
0.50, búsqueda de guía y soporte 0.60,y
solución de problemas 0.70. De la misma
manera, Kirchner y Forns (2011) obtuvieron
puntuaciones moderadas, para varones
reportando alfas entre 0.52 (búsqueda de guía y
soporte) a 0.70 (solución de problemas);
refieren que si bien los coeficientes de alfa
son moderados en la mayoría de las escalas,
concuerdan con la bibliografía existente de los
cuestionarios de afrontamiento, donde los
valores de consistencia interna no suelen ser
elevados. En la versión original se informó de
una
consistencia interna moderada, los
coeficientes alfa de Cronbach oscilaron entre
0,61 y 0,74 para los hombres (media de alfa =
0,67).
De la misma manera, al efectuar el análisis de
consistencia interna por escalas específicas en
mujeres, se obtuvieron coeficientes de alfa
bajos y regulares. Las escalas que mostraron
coeficientes bajos y por esa razón baja
confiabilidad fueron búsqueda de guía y soporte
0.47 y búsqueda de recompensas alternativas
0.49.
Las escalas restantes presentaron
confiabilidad regular, análisis lógico 0.55,
reevaluación positiva 0.61,
solución de
problemas 0.73, evitación cognitiva 0.56,
aceptación-resignación
0.61,
descarga
emocional 0.60. Estos resultados se asemejan
a los reportados por Kirchner y Forns (2011),
donde los coeficiente varían entre 0.50 en la
escala aceptación – resignación (evitación)
hasta 0.66 en la escala reevaluación positiva
(aproximación). Así mismo,
en la versión
original Moos (1993 citado en Kirchner, Forns,
Muñoz y Pereda, 2008) refiere que los
puntajes fueron moderados y se obtuvieron
coeficientes alfa entre 0,58 y 0,71 para las
mujeres (media de 0.64 alpha).
No obstante, investigaciones anteriores
efectuadas con el fin de analizar y probar las
propiedades y bondades psicométricas del
inventario,
señalan
resultados bajos y
moderados, mucho más evidentes al efectuar el
análisis de las escalas específicas (Mikulic y
Crespi, 2008). Moos (1993, citado en Kirchner
y Forns, 2010) atribuye el hecho, que los
coeficientes de alfa del CRI-A sean bajos o
moderados, a dos factores. Por un lado, al intento
de minimizar la redundancia de los ítems, lo
que significa que los elementos diversos que
componen
las diferentes
escalas
eran
relativamente independientes. Por otro, “una
o dos respuestas de afrontamiento pueden aliviar
el estrés y reducir así el uso de alternativas de
respuesta en la misma categoría” (p. 31).
Otros aspectos a considerar en el
análisis de la consistencia interna, es lo
señalado por Hernández, Fernández y Batista
(2010) donde la confiabilidad varía de acuerdo al
número de ítems y cuantos más ítems conformen
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 159-169, 2013
167
POLO E.
el instrumento mayor será la confiabilidad. En tal
sentido, la confiabilidad de las escalas está siendo
afectada por el número de ítems que lo
conforman (seis), los cuales son relativamente
independientes entre sí. Así mismo, según
Oviedo y Arias (2005) el valor de alfa cambia,
según las características de las poblaciones a la
que se aplica el instrumento. Cabe mencionar que
la población en la que se aplicó el instrumento
posee características -culturales y socialesdistintas a la muestra original. También se
considera, que se tomó como muestra a
estudiantes entre un determinado rango de edad,
según Papalia, Wendkos y Duskin, R. (2005)
involucra la etapa de adultez temprana.
Al efectuar
el
análisis
por
intercorrelaciones entre escalas, se obtuvieron
correlaciones
significativas
y
muy
significativas; entre escalas que comparten
foco, método o ambos; a la vez presentaron
coeficientes débiles (<0.3), moderados (0.3 y
0.7) y fuertes (<0.7).
Es así, que para la población masculina el
coeficiente más elevado fue de 0.448 (análisis
lógico y solución de problemas) y el más bajo fue
de 0.103 (solución de problemas y evitación
cognitiva), se observó fuertes correlaciones
entre las escalas que comparten foco, donde las
correlaciones son altamente significativas y de
intensidad moderada y aceptable, el
coeficiente más elevado para las escalas de
aproximación es de 0.44 (análisis lógico y
solución de problemas) y el más bajo es de 0.23
(análisis lógico y búsqueda de guía y apoyo), en
el caso de las escalas de evitación el más alto
está representado por 0.42 (evitación cognitiva
y aceptación-resignación) y el más bajo con
0.12 (aceptación- resignación y búsqueda de
recompensas).
Para establecer la validez de constructo
del inventario CRI-A, de hizo uso de la validez
por correlación ítem-test y análisis factorial
confirmatorio. Respecto a la correlación ítemtest Jong (2004) menciona que un valor entre
0.2 y 0.3 es aceptable, pero requiere de mejoras.
Sin embargo, valores entre 0.3 y 0.4, son buenos.
En ésta investigación se obtuvo, según la
correlación
elemento-total corregida
coeficientes superiores e inferiores a 0.20,
valores altos y adecuados en los ítems indican la
validez de la escala y aceptación de ítem. Se debe
considerar, que cada escala está compuesta por
seis ítems, indicando un total de cuarenta y ocho.
Para el caso de los varones las escalas búsqueda
de guía y apoyo, solución de problemas y
aceptación-resignación, obtuvieron coeficientes
≥ a 0.20 en todos sus ítems, siendo aceptados y
válidos.
Respecto al análisis de la validez de
constructo, realizado por el método de análisis
factorial confirmatorio, tanto para varones y
mujeres, se encontró que las ocho escalas se
agruparon en dos factores principales (escala
global de aproximación y escala global de
evitación), considerándose para la interpretación
las saturaciones superiores a 0.40 (Stevens,
2002, citado en Martínez, Hernández y
Hernández, 2006). Los dos factores encontrados
respaldan la teoría propuesta por Moos (1993)
donde evidencia la existencia de dos factores
globales. En el análisis correspondiente a los
varones, las saturaciones para cada factor varían
entre 0.52 (búsqueda de recompensas) a 0.81
(Solución de problemas) en el factor I y de 0.68
(descarga emocional) a 0.85 (aceptación o
resignación) en el factor II. Sin embargo, una de
las escalas, específicamente Búsqueda de
Recompensas (correspondiente a evitación),
carga más fuertemente en el factor contrario a la
propuesta en la teoría. Esto replica lo obtenido
por Kirchner y Forns (2011), que al realizar el
análisis factorial en varones se obtuvo dos
factores en los que las cargas que saturan el factor
I están entre 0.47 a 0.72 y en el factor II varían de
0.66 a 0.79. Así mismo, reportan que la escala
búsqueda de recompensas satura en el factor
contrario (aproximación). No obstante, la
realización
de
un
análisis
factorial
confirmatorio, realizado en los primeros
cognitiva) a 0.89 (aceptación o resignación). De
la misma manera que en el caso de los
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 159-169, 2013
168
PROPIEDAS PSICOMÉTRICAS DEL INVENTARIO DE RESPUESTAS DE AFRONTAMIENTO – FORMA ADULTOS EN ESTUDIANTES DE INSTITUTOS...
varones, la escala búsqueda de recompensas
satura con mayor carga (0.59) en el factor
contrario coincidiendo con Kirchner y Forns
(2011), para este caso la escala búsqueda de
recompensas satura con 0.52.
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Recibido: 07 de setiembre del 2013
Aceptado: 04 de noviembre del 2013
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 159-169, 2013
170
PROPIEDADES PSICOMÉTRICAS DEL INVENTARIO DE DEPRESIÓN DE BECK
UNIVERSITARIOS DE LIMA
Renzo Felipe Carranza Esteban*
Universidad Peruana Unión - Tarapoto
RESUMEN
El objetivo del estudio fue determinar las propiedades psicométricas del inventario de depresión de Beck
(BDI-II) para universitarios de Lima Metropolitana. En lo que concierne a las propiedades psicométricas
del inventario de depresión de Beck Adaptado (BDI-IIA), sus índices psicométricos han sido estudiados
de manera casi exhaustiva, mostrando una buena consistencia interna (alfa de Crombach). Asimismo se
obtuvo La validez de contenido y la validez de constructo a través de la técnica, análisis factorial
obteniendo resultados altos y satisfactorios. Finalmente se obtiene adecuadas propiedades psicométricas
del BDI-IIA. Nuestro hallazgo, nos indica que el instrumento presenta validez, consistencia interna y
estabilidad del instrumento muy aceptable con nuevos parámetros para la población universitaria de 16 a
36 años, de la ciudad de Lima.
Palabras clave: Depresión, Validez, Confiablidad, baremos.
PSYCHOMETRIC PROPRIETIES OF BECK DEPRESSION INVENTORY FOR COLLEGE
STUDENTS IN LIMA METROPOLITANA
ABSTRACT
The aim of this study was to determine the psychometric properties of Beck Depression Inventory for
college students in Lima Metropolitana.. In regard to the psychometric properties of the BDI-IIA, its
psychometric index have been studied almost exhaustively, showing great internal consistency (alpha
Crombach). In the same way, construct validity was obteined by factor analysis technique and was found
high satisfactory results. Finally we obtain adequate psychometric properties of the BDI-IIA. Our finding
indicates that the instrument has validity and internal consistency and stability, doing the instrument very
acceptable with new parameters for college population from 16 to 36 years of Lima city.
Key words: Depression, validity, reliability, scales.
PROPRIEDADES PSICOMÉTRICAS DO INVENTÁRIO DE DEPRESSÃO DE BECK PARA
ESTUDANTES UNIVERSITÁRIOS DE LIMA
RESUMO
O objetivo do estudo foi determinar as propriedades psicométricas do Beck Depression Inventory (BDIII) para a universidade de Lima. No que diz respeito às propriedades psicométricas do Inventário de
Depressão de Beck Adaptada (BDI-II), seus índices psicométricos têm sido estudados quase
exaustivamente, mostrando boa consistência interna (alfa de Cronbach). Da mesma forma validade de
conteúdo e validade de construto por meio da arte, análise fatorial e obtenção de resultados altamente
satisfatórios são obtidos. Finalmente você tem propriedades psicométricas adequadas do BDI-II. Nossa
descoberta indica que o instrumento tem validade, consistência interna e estabilidade do instrumento
muito aceitável com os novos parâmetros para a população universitária de 16 a 36 anos, da cidade de
Lima.
Palavras-chave: Depressão, Validade, na dirigibilidade escalas
*Universidad Peruana Unión. Correspondencia: [email protected]
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 170-182, 2013
171
CARRANZA R.
En años recientes, el índice de
enfermedades ha ido incrementándose cada vez
más. La depresión ha crecido en forma drástica,
durante los últimos cuarenta años, en todos los
países ricos y pobres del mundo. En la actualidad
es diez veces más frecuente que en el pasado, y
aparece a una edad mucho más temprana. El
promedio de edad del primer episodio depresivo
de una persona en la década de los sesenta era de
treinta años; mientras que hoy, se sitúa en los
quince (Suárez, 1998; citado por Pereyra y Mussi,
2005).
Según la Organización Mundial de la
Salud (2001; véase en Gómez, Bohórquez, Pinto,
Gil, Rondón y Díaz, 2004), la depresión, ocupa en
la actualidad el cuarto lugar en la prevalencia de
todas las enfermedades, y de acuerdo con las
proyecciones para el año dos mil veinte será la
segunda enfermedad en el mundo, sólo superada
por las enfermedades cardiovasculares.
La investigación llevada a cabo surge por
la carencia de instrumentos estandarizados para
evaluar la depresión. Uno de esos casos
específicos es el Inventario de Depresión de Beck
(BDI-II), usado en nuestro medio, para fines de
investigación como en la labor profesional por los
psicólogos clínicos. Entre los diversos problemas
asociados al instrumento, para explicitar una
muestra, es que sus baremos (normas de
interpretación) y reactivos están establecidos sólo
para pacientes psiquiátricos, y es por ello que nace
la iniciativa de poder estandarizar dicho test para
adolescentes y jóvenes comunes de nuestra
actualidad siendo el objetivo de estudio
determinar las propiedades psicométricas del
inventario de depresión de Beck (BDI-II) para
universitarios de Lima Metropolitana.
La estandarización de una prueba en
formato impreso, como el Inventario de
Depresión de Beck, lleva consigo la traducción al
idioma nacional, que significa no sólo la versión
literal del texto, sino, más bien una adaptación
lingüística en la que es forzoso mantener la
intención de lo que pretenden explorar los
reactivos, según los propósitos originales del
autor y de otro lado, la adecuación del test a las
modalidades mentales y culturales de la
comunidad actual, de manera que las preguntas sean verbales, vocablos o giros gramaticales- no
aparezcan extraños a los ojos del examinado.
MÉTODO
La investigación que se llevó a cabo se
define como Psicométrica, en tanto, propende al
desarrollo de tecnología propia de la disciplina, y
subsidiariamente, como descriptiva; utilizando
un diseño no-experimental de carácter
transversal, dado que la recolección de datos es en
un momento único (Hernández, Fernández y
Baptista, 2004; Sampieri, Collado y Baptista,
1997).
Participantes
La muestra estuvo conformado por 2005
estudiantes universitarios tanto de universidades
privadas como nacionales de Lima Metropolitana;
de ambos sexos, con edades entre 16 y 36 años, así
como de pertenecer a los 3 niveles
socioeconómicos (Alto, medio y bajo), de las
Facultades de Ciencias Humanas y Educación,
Ciencias de la Salud, Ingeniería y Arquitectura y
Ciencias Empresariales que fueron elegidos según
criterio del investigador. Se realizó un muestreo
no probabilístico, de tipo por conveniencia.
Instrumento
El Inventario de Depresión de Beck
(BDI-II) es un instrumento autoadministrado de
21 ítems, que mide la severidad de la depresión en
adultos y adolescentes mayores de 13 años. Cada
ítem se califica en una escala de 4 puntos que va
desde el 0 hasta el 3, al final se suman dando un
total que puede estar entre 0 y 63. Tiene una
duración aproximada de 10 minutos. La versión
original fue utilizada en una muestra de pacientes
psiquiátricos, mostrando excelentes propiedades
psicométricas.
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 170-182, 2013
172
PROPIEDADES PSICOMÉTRICAS DEL INVENTARIO DE DEPRESIÓN DE BECK UNIVERSITARIOS DE LIMA
RESULTADOS
Los resultados obtenidos en la presente
investigación se describen y muestran en tablas
estadísticas, que registran los datos
correspondientes a los análisis de las propiedades
psicométricas del instrumento de Depresión de
Beck Adaptado (BDI-IIA).
Los resultados obtenidos en la presente
investigación se describen y muestran en tablas
estadísticas, que registran los datos
correspondientes a los análisis de las propiedades
psicométricas del instrumento de Depresión de
Beck Adaptado (BDI-IIA).
Como señala Cortada de Kohan (1999)
“las dos cualidades de un instrumento
psicométrico en las cuales el investigador debe
interesarse especialmente son la confiabilidad y
la validez” (pág. 35). En coherencia con la autora
a continuación presentamos los datos
correspondientes a las dos propiedades estimadas
en una muestra de 2005 jóvenes universitarios personas adultas- de ambos sexos.
En concordancia con lo indicado,
pasamos a presentar y analizar los datos
estadísticos encontrados:
Validez del instrumento
La sola estimación de la confiabilidad no
garantiza la validez del instrumento, pues como
refiere Cortada de Kohan (1999), un instrumento
“...puede ser confiable sin ser necesariamente
válido” (pág. 37). En este sentido, a continuación
presentamos diversos análisis de validez, pues
como indica Elosua (2003), el proceso de
validación aglutina un conjunto de estudios
encaminados a mostrar las suficientes evidencias
que puedan prestar una base científica a la
interpretación de las puntuaciones en un uso
concreto del instrumento.
Validez de Contenido mediante el criterio de
jueces
La validez de contenido del instrumento
fue estudiada inicialmente a través de la validez de
contenido por criterio de jueces, para ello se
entregó el instrumento con las correspondientes
definiciones operacionales (tanto para la escala
total como para cada uno de los ítems del test) a un
grupo de 10 jueces para que de forma
independiente evaluarán si los ítems
correspondían o no al universo de contenido y si
dicha evaluación resultaba preciso, claro y
sencillo (fácil de entender para el evaluado). Para
cuantificar los hallazgos se aplicó el coeficiente V
de Aiken (Escurra, 1988).
Como se puede apreciar en la Tabla 1, los
resultados indican que todos los jueces coinciden
de forma significativa, en sus apreciaciones
respecto a la valoración del cuestionario en su
forma global. Por tanto, bajo este criterio el
Inventario de Depresión de Beck Adaptado (BDIIIA) presenta validez de contenido.
Tabla 1
Coeficientes V de Aiken para validez de contenido de la escala.
Test
Adecuadas características, forma de aplicación y estructura del
inventario.
Orden adecuado de las preguntas del inventario.
¿Existe dificultad para entender las preguntas del inventario?
¿Existe palabras difíciles de entender en los ítems o reactivos del
inventario?
¿Las opciones de respuesta están suficientemente graduadas y
pertinentes para cada ítem o reactivo del inventario?
¿Los ítems o reactivos del instrumento tienen correspondencia con la
dimensión al que pertenece en el constructo?
** p < 0.01
Jueces = 10
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 170-182, 2013
V Aiken
P
1 **
0.001
1 **
1 **
0.001
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
173
CARRANZA R.
Adicionalmente a los datos de la tabla
anterior, se puede apreciar en la Tabla 2, que todos
los ítems alcanzan niveles adecuados de
significación estadística en cuanto a la claridad de
los reactivos, así como su sencillez y precisión.
Las respuestas de los jueces fueron calificadas con
el valor 1 si estaban de acuerdo y 0 si estaban en
desacuerdo. De acuerdo con los resultados
obtenidos cabe concluir que el instrumento
presenta validez de contenido.
Tabla 2
Coeficientes V de Aiken para validez de contenido de los ítems.
Ítem
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
11
12
13
14
15
16
17
18
19
20
21
No existe dificultad
para entender la
pregunta
V Aiken
p
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
No existen palabras
difíciles de entender
V Aiken
1 **
1 **
1 **
1 **
1 **
1 **
1 **
1 **
1 **
1 **
1 **
1 **
1 **
1 **
1 **
1 **
1 **
1 **
1 **
1 **
1 **
p
0.001
0.001
0.001
0.001
0.001
0.001
0.001
0.001
0.001
0.001
0.001
0.001
0.001
0.001
0.001
0.001
0.001
0.001
0.001
0.001
0.001
Suficientemente
detallado la
pregunta
V Aiken
p
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
1 **
0.001
Dominio del
Constructo
V Aiken
1 **
1 **
1 **
1 **
1 **
1 **
1 **
1 **
1 **
1 **
1 **
1 **
1 **
1 **
1 **
1 **
1 **
1 **
1 **
1 **
1 **
p
0.001
0.001
0.001
0.001
0.001
0.001
0.001
0.001
0.001
0.001
0.001
0.001
0.001
0.001
0.001
0.001
0.001
0.001
0.001
0.001
0.001
** p < 0.01
Jueces = 10
Validez de Constructo mediante la técnica de
análisis de ítem – test
Uno de los procedimientos para
establecer si un instrumento mide el atributo para
lo que fue construido consiste en estimar el grado
en que cada ítem contribuye a la validez del
instrumento al cual pertenece. Este procedimiento
es denominado validez de constructo estimado
por el método de análisis de ítems. Al respecto
Magnusson (1991) refiere que la relación entre un
ítem y el test total puede expresarse en términos de
coeficientes de correlación. En vista de que los
ítems del BDI-IIA ofrece una distribución
múltiple de respuestas que va de 0 a 3, se
considera el Coeficiente de Correlación Producto
Momento de Pearson ( r ) como el estadístico más
apropiado para establecer la relación ítems-test.
Como se puede observar en la Tabla 3, los
cálculos estimados y tomando como criterio de
aceptación, correlaciones con significancia al
p<0.05, resulta que todos los coeficientes de
correlación son significativos, así como la gran
mayoría de dichos índices son mayores a 0.30.
En general, los resultados de los análisis de los
ítems ejecutados al mostrar correlaciones
significativas evidencian validez de constructo
del Inventario de Depresión de Beck Adaptado
(BDI-IIA).
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174
PROPIEDADES PSICOMÉTRICAS DEL INVENTARIO DE DEPRESIÓN DE BECK UNIVERSITARIOS DE LIMA
Tabla 3
Correlación Ítem – Total.
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
11
12
13
14
15
16
17
18
19
20
21
Tristeza
Pesimismo
Fracaso
Pérdida de placer
Sentimientos de culpa
Sentimientos de castigo
Disconformidad con uno mismo
Autocrítica
Pensamientos o deseos suicidas
Llanto
Agitación
Pérdida de interés
Indecisión
Desvalorización
Pérdida de energía
Cambios en los hábitos de sueño
Irritabilidad
Cambios de apetito
Dificultad de concentración
Cansancio o Fatiga
Perdida de interés en el sexo
Media
0.28
0.23
0.4
0.48
0.56
0.56
0.64
0.45
0.29
0.35
0.62
0.51
0.64
0.46
0.6
1.09
0.76
1.02
0.78
0.66
0.52
DS
0.569
0.561
0.696
0.681
0.605
0.766
0.686
0.704
0.544
0.657
0.768
0.682
0.762
0.744
0.652
0.846
0.709
0.904
0.738
0.754
0.851
r
0.534**
0.539**
0.556**
0.490**
0.526**
0.540**
0.573**
0.514**
0.543**
0.490**
0.491**
0.587**
0.627**
0.598**
0.634**
0.516**
0.543**
0.514**
0.584**
0.608**
0.427**
p
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
** La correlación es significante al nivel 0.01
Validez de Constructo mediante la técnica de
análisis factorial
Poder responder de la mejor manera a la
pregunta ¿qué mide el test? (Cortada de Cohan,
1999) se considera pertinente someter a un
análisis riguroso la naturaleza teórica y
dimensional mediante el análisis factorial.
Valores bajos del índice KMO
desaconsejan la utilización de Análisis Factorial.
En la Tabla 4, se observa que el índice KMO es
de 0.929 siendo un valor meritorio para obtener
el análisis factorial.
Tabla 4
Prueba KMO y prueba de Barlett.
Medida de adecuación muestral de Kaiser-Meyer-Olkin.
Prueba de esfericidad de
Chi-cuadrado aproximado
Bartlett
gl
Sig.
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 170-182, 2013
0.929
10844.609
210
0
175
CARRANZA R.
Si bien se aprecia en la Tabla 5, que la extracción
de 2 factores es explicado por el 38.099% de la
varianza.
Tabla 5
Estadísticos de la varianza total explicada.
Items
Autovalores iniciales
Total
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
11
12
13
14
15
16
17
18
19
20
21
6.313
1.688
1.049
0.96
0.9
0.875
0.82
0.772
0.74
0.711
0.686
0.674
0.649
0.612
0.565
0.545
0.519
0.517
0.497
0.466
0.441
% de la
%
varianza acumulado
30.062
30.062
8.037
38.099
4.996
43.095
4.574
47.668
4.288
51.956
4.165
56.121
3.905
60.026
3.676
63.702
3.523
67.225
3.384
70.608
3.269
73.877
3.207
77.085
3.09
80.175
2.913
83.089
2.691
85.779
2.598
88.377
2.473
90.85
2.464
93.314
2.367
95.681
2.218
97.899
2.101
100
Sumas de las saturaciones al
cuadrado de la extracción
Total
6.313
1.688
% de la
%
varianza acumulado
30.062
30.062
8.037
38.099
Suma de las
saturaciones al
cuadrado de la
rotación
Total
4.026
3.975
Método de extracción: Análisis de Componentes principales.
Como se observa en la Tabla 6, casi todos
los ítems saturan en el primer factor, siendo los
pesos factoriales en su totalidad mayores de 0.35,
lo cual significa que son suficientemente elevados
o “salientes”. Los ítems 6, 7, 11, 12, 13, 14, 15,
16, 17, 18, 19, 20 y 21 saturan en el primer factor;
sin embargo de acuerdo a la teoría, los ítems 17 y
19 debieran pertenecer al segundo componente;
los ítems 1, 2, 3, 4, 5, 8, 9 y 10, saturan en el
segundo factor siendo su peso factorial mayor a
0.35.
En consecuencia, los resultados del análisis
factorial apoyan la existencia de dos componentes
factoriales para el constructo del Inventario de
Depresión de Beck Adaptado (BDI-IIA).
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 170-182, 2013
176
PROPIEDADES PSICOMÉTRICAS DEL INVENTARIO DE DEPRESIÓN DE BECK UNIVERSITARIOS DE LIMA
Tabla 6
Matriz de configuración factorial de los ítems del Inventario de Depresión de Beck Adaptado
(BDI-IIA).
Componentes
Ítems
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
11
12
13
14
15
16
17
18
19
20
21
Somático Motivacional
Tristeza
Pesimismo
Fracaso
Pérdida de placer
Sentimientos de culpa
Sentimientos de castigo
Disconformidad con uno mismo
Autocrítica
Pensamientos o deseos suicidas
Llanto
Agitación
Pérdida de interés
Indecisión
Desvalorización
Pérdida de energía
Cambios en los hábitos de sueño
Irritabilidad
Cambios de apetito
Dificultad de concentración
Cansancio o Fatiga
Perdida de interés en el sexo
Cognitivo Afectivo
0.692
0.666
0.523
0.636
0.651
0.341
0.351
0.573
0.525
0.568
0.405
0.465
0.52
0.585
0.635
0.553
0.59
0.66
0.627
0.642
0.495
Método de extracción: Análisis de componentes principales.
Método de rotación: Normalización Varimax con Kaiser.
Análisis de Confiabilidad
Fiabilidad mediante la técnica de Alpha de
Cronbach
Como se puede apreciar en la Tabla 7, los
valores Alpha de Cronbach muestran que cada
uno de los ítems presenta una contribución muy
parecida a la consistencia global del Inventario
de Depresión de Beck Adaptado (BDI-IIA). La
alta homogeneidad del instrumento indica la
existencia de una muy buena consistencia interna
del instrumento.
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177
CARRANZA R.
Tabla 7
Índices de consistencia interna mediante el Alpha de Cronbach.
Reactivos
P1
P2
P3
P4
P5
P6
P7
P8
P9
P10
P11
P12
P13
P14
P15
P16
P17
P18
P19
P20
P21
Varianza si se
elimina ítem
Media
Tristeza
Pesimismo
Fracaso
Pérdida de placer
Sentimientos de culpa
Sentimientos de castigo
Disconformidad con uno mismo
Autocrítica
Pensamientos o deseos suicidas
Llanto
Agitación
Pérdida de interés
Indecisión
Desvalorización
Pérdida de energía
Cambios en los hábitos de sueño
Irritabilidad
Cambios de apetito
Dificultad de concentración
Cansancio o Fatiga
Perdida de interés en el sexo
11.62
11.67
11.51
11.43
11.35
11.35
11.27
11.46
11.62
11.56
11.29
11.4
11.27
11.44
11.3
10.82
11.15
10.89
11.13
11.25
11.39
En la Tabla 8, se observa que el Inventario de
Depresión de Beck Adaptado (BDI-IIA) presenta
un índice alfa de Cronbach de 0.878. Lo cual
60.745
60.764
59.561
60.408
60.557
59.239
59.451
59.977
60.854
60.555
59.833
59.326
58.188
58.698
59.08
58.995
59.612
58.643
58.917
58.496
60.187
Alpha si se
elimina ítem
0.872
0.872
0.872
0.874
0.873
0.873
0.871
0.873
0.872
0.874
0.874
0.871
0.869
0.87
0.869
0.874
0.872
0.875
0.871
0.87
0.878
indica
que el instrumento presenta una
consistencia interna óptima.
Tabla 8
Coeficiente Alpha para la Escala Total.
N° de casos
N° de ítems
Alfa de Cronbach
2005
21
0.878
Fiabilidad mediante la técnica de correlación
pares y nones
Como se puede apreciar en la Tabla 9, el
coeficiente de correlación producto momento de
Pearson nos indica que existe una relación
positiva fuerte y altamente significativa entre el
total de los puntajes pares e impares (r = 0.803, p<
0.01). Esto quiere decir que los ítems que
conforman los dos grupos presentan equivalencia
y en consecuencia se tiene otra evidencia de
consistencia interna para el instrumento.
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 170-182, 2013
178
PROPIEDADES PSICOMÉTRICAS DEL INVENTARIO DE DEPRESIÓN DE BECK UNIVERSITARIOS DE LIMA
Tabla 9
Coeficiente de correlación para nones y pares.
Media
DS
r
p
Suma de pares
5.82
4.158
0.803**
0.000
Suma de nones
6.09
4.355
** La correlación es significante al nivel 0.01
Fiabilidad mediante la técnica de las dos mitades
En la Tabla 10, se aprecia, el grado de
confiabilidad obtenido a través de Coeficiente
Guttman para las dos mitades inventario (SplitHalf) arroja un valor de r = 0.799 (p< 0.01), y el
coeficiente de consistencia para el íntegro del
instrumento (corregido por medio de la fórmula
de Spearman-Brown) evidencia un valor de rtt =
0.888, lo cual indica que el instrumento es
altamente confiable.
Tabla 10
Coeficiente Guttman para las dos mitades de la Escala.
N° de casos
N° de ítems
Guttman Split-Half
2005
21
0.799
Como se puede observar en la Tabla 11, el
coeficiente de correlación producto momento de
Pearson indica que existe una relación positiva
fuerte y altamente significativa entre el total de los
puntajes Test Retest (r = 0.996, p< 0.01). Esto
quiere decir que los ítems que conforman el
Inventario de Depresión de Beck Adaptado (BDIIIA) presentan equivalencia y en consecuencia se
tiene otra evidencia de la estabilidad del
instrumento.
Fiabilidad mediante la técnica Test Retest
Tabla 11
Coeficiente Test Retest.
Test
Media
11.48
DS
7.388
Retest
11.54
7.327
r
0.996**
p
0.000
** La correlación es significante al nivel 0.01
En conclusión cabe precisar que las
cuatro técnicas utilizadas para identificar la
consistencia interna del el Inventario de
Depresión de Beck Adaptado (BDI-IIA)
coinciden en mostrar que presenta una
confiabilidad elevada o muy buena.
Establecimiento de normas de interpretación o
baremos
En la Tabla 13, se presentan los puntajes típicos
que corresponden a las transformaciones lineales
de los puntajes directos o brutos que se obtienen
en el Inventario de Depresión Adaptado (BDIIIA).
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 170-182, 2013
179
CARRANZA R.
Las puntuaciones cero indican que no existe
depresión, en cambio las puntuaciones de 11 a 16,
indican que existen indicadores de depresión;
conforme aumentan los puntajes de 17 a más
implica que es más fuerte que están presentando
un cuadro depresivo y que necesita una
intervención.
Tabla 13
Puntaciones típicas para la muestra de jóvenes universitarios.
Media
Mediana
Desv. típ.
Mínimo
Máximo
Percentiles
Tomando en cuenta tanto los valores de
las puntuaciones directas transformadas en
puntuaciones típicas o estándar como el valor del
punto de corte establecido por los resultados de la
sensibilidad y especificidad del Inventario de
1
2
3
4
5
10
15
20
25
30
35
40
45
50
55
60
65
70
75
80
85
90
95
96
97
98
99
11.91
11
8.083
0
63
0
0
0
0
1
3
4
5
6
7
8
9
10
11
12
13
14
15
16
17
19
22
26
27
30
33
38.88
Depresión de Beck Adaptado, consideramos
apropiado precisar la siguiente clasificación
diagnóstica de modo tal que la interpretación de
los puntajes directos resulte sencillo.
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 170-182, 2013
180
PROPIEDADES PSICOMÉTRICAS DEL INVENTARIO DE DEPRESIÓN DE BECK UNIVERSITARIOS DE LIMA
Tabla14
Puntajes directos categorizados para evaluar los niveles de Depresión.
CATEGORÍA
Mínimo
Leve
Moderado
Severo
DISCUSIÓN
Una de la contribuciones de mucha
importancia del presente estudio es la de proveer
un instrumento adaptado –válido y confiable-. En
lo que concierne a las propiedades psicométricas
de este instrumento, cabe mencionar que, si bien
es cierto que existen evidencias de validez y
confiabilidad reportadas en varios estudios para
diversas poblaciones en el extranjero, en nuestro
medio no encontramos antecedentes, aun cuando
en la práctica clínica su empleo es bastante
conocido.
En lo que concierne a la validez cabe
señalar que su determinación o declaración está
asociado a un conjunto de estudios encaminados a
mostrar evidencias o avales científicos sobre si un
instrumento mide realmente lo que se propone
medir. Como sostiene Aragón (2004) la validez
está referido al “...grado de adecuación,
significación y utilidad de las inferencias
específicas que pueden derivarse a partir de las
puntuaciones de los tests...” (pág. 31); en este
mismo sentido Elosua (2003) también ha
sostenido que la validez provee “...una base
científica a la interpretación de las puntuaciones
en un uso concreto del instrumento...” (pág. 316)
y que dicha validez se determina a través de
fuentes internas como externas.
En congruencia con lo mencionado,
resulta importante destacar que el Inventario de
Depresión de Beck Adaptado (BDI-IIA) para
nuestra realidad reúne las suficientes evidencias
de validez; las fuentes de evidencia interna se ha
obtenido a través del análisis de contenido
(validez de contenido por criterio de jueces), la
consistencia de la estructura interna del
PUNTAJE
0-6
7- 11
12- 16
17- 63
instrumento estimada mediante las correlaciones
de los ítems con el test, y la dimensionalidad del
constructo (validez de constructo) mediante el
análisis factorial.
En relación a la validez de contenido, los
hallazgos muestran que todos los ítems alcanzan
niveles adecuados de significación estadística en
cuanto a la claridad de los reactivos, así como en
su sencillez y precisión para diagnosticar la
depresión. Para cuantificar los hallazgos se aplicó
el coeficiente V de Aiken (Escurra, 1988),
encontrando que dichos valores oscilan entre 1 y
p<0.01.
Por otro lado, encontramos que la prueba
KMO presentó un índice de 0.929;
considerándose meritorio obtener el análisis
factorial. En cuanto a la validez de constructo
podemos señalar que el Análisis Factorial
confirma la validez de constructo del Inventario
de Depresión de Beck Adaptado (BDI-IIA). Este
tipo de procedimientos “...permite una
aproximación fuerte a la definición y/o validación
de un constructo” (Pérez-Gil, Chacón y Moreno,
2000; pág. 443). Los resultados presentados
indican de manera similar al estudio de la versión
original (Beck, Steer y Brow, 2006) como la
española (Vázquez y Sanz, 1998) que el BDI-IIA
presenta un solo factor, acumulando el 30.062 %
de la explicación, observándose que casi todos los
ítems saturan con el primer factor con pesos
factoriales mayores de 0.35, lo cual significa que
son suficientemente elevados o “salientes”.
Asimismo se pudo apreciar la presencia de 2
factores: Factor 1: Somático – Motivacional,
Factor 2: Cognitivo – Afectivo.
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 170-182, 2013
181
CARRANZA R.
Los resultados de nuestra investigación se
asemeja un tanto a los resultados encontrados por
Sanz, Navarro y Vázquez (2003), quienes
encontraron los siguientes factores: Factor 1:
Cognitivo – Afectivo y Factor 2: Somático –
Motivacional.
A tenor de los resultados obtenidos, el
Inventario de Depresión de Beck Adaptado (BDIIIA) para población limeña presenta una muy
buena confiabilidad puesto que los índices de
consistencia interna estimados mediante el alpha
de Cronbach (α = 0.878), dos mitades o split half
(r = 0.799, p< 0.01), el coeficiente de correlación
pares y nones (r = 0.803; p< 0.01) y el coeficiente
test retest que evalúa la estabilidad del
instrumento (r = 0.996; p < 0.01) son altos dado
que los valores estimados superan el umbral del
punto de corte igual a 0.70, considerado como
indicador de una buena confiabilidad para los
instrumentos de medición psicológica (Miech,
2002), así como supera el valor crítico del punto
de corte de 0.75 generalmente aceptado para
instrumentos pertenecientes al ámbito de las
ciencias de la salud (Streiner y Norman, 1989).
Resultados similares de buena
consistencia interna fueron reportados en la
versión original (α = 0.88, p<0.001) por Beck,
Steer y Brown (2006), en España Vázquez y Sanz
(1998) obtuvieron igualmente un índice de
consistencia interna mediante el alfa de Cronbach
de 0.83.
Entonces, un hallazgo muy importante en
este estudio es la confirmación de que Inventario
de Depresión de Beck Adaptado (BDI-IIA), mide
un rasgo unitario, puesto que tanto los índices de
alta homogeneidad obtenidos en el análisis de
consistencia interna mediante el alfa de Cronbach
como las saturaciones del análisis factorial
evidencian la existencia de unidimensionalidad.
La teoría y los métodos de la construcción
de instrumentos psicométricos ofrecen diversos
procedimientos para transformar los puntajes
directos de un instrumento en puntaciones típicas
o escalas derivadas (Abad, Garrido, Olea y
Ponsoda, 2006; Aragón, 2004; Cortada de Kohan,
1999) de modo tal que se pueda establecer
categorías diagnósticas más precisas.
Finalmente, tomando en cuenta tanto los
valores de las puntuaciones directas
transformadas en puntuaciones típicas o estándar
como el valor del punto de corte -3- establecido
por los resultados de la sensibilidad y
especificidad del Inventario de Depresión de Beck
Adaptado (BDI-IIA), consideramos apropiado
precisar la clasificación diagnóstica sobre la base
de los puntajes directos, del siguiente modo: todas
aquellas personas que alcanzen igual o menos de 6
puntos significa que se trata de personas que
poseen mínima depresión, en tanto que los que se
ubiquen entre 7 y 11 puntos son aquellas personas
que tiene depresion leve, los que alcanzen 12 y 16
puntos, presentan una depresion moderada;
finalmente, quienes obtengan puntajes entre 17 y
63 corresponden a la categoría de personas con
depresion severa.
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182
PROPIEDADES PSICOMÉTRICAS DEL INVENTARIO DE DEPRESIÓN DE BECK UNIVERSITARIOS DE LIMA
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Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 170-182, 2013
183
CONCEPCIONES IMPLÍCITAS DEL APRENDIZAJE EN ESTUDIANTES DE PSICOLOGÍA
DE UNIVERSIDADES PÚBLICAS
Eduardo Fabio Gonzales López*
Universidad Nacional Mayor de San Marcos
RESUMEN
Este estudio examina las diferencias en relación a las concepciones implícitas sobre el aprendizaje que
poseen los estudiantes de psicología de universidades públicas de Lima Metropolitana, en función a su
nivel de instrucción en teorías del aprendizaje. La investigación es de tipo descriptivo-comparativa, en la
que participaron estudiantes de psicología del segundo, sexto y décimo ciclo. Se validó también el
cuestionario CONAPRE, el cual demostró ser confiable y válido. Los resultados indican que existen
diferencias al comparar los grupos de nivel de instrucción medio y alto, en relación a la concepción directa
del aprendizaje; asimismo, se observan diferencias al comparar los grupos de nivel bajo y alto, en cuanto a
la concepción directa y constructiva.
Palabras clave: concepciones implícitas, teorías del aprendizaje, nivel de instrucción,
universidades, psicología.
IMPLICIT CONCEPTIONS OF LEARNING IN PSYCHOLOGY STUDENTS AL PUBLIC
UNIVERSITIES
ABSTRACT
This study examine the differences in the predominance of the implicit conceptions about learning of the
psychology students of two public universities of Lima Metropolitana, based on their level of explicit
instruction in theories of learning. This research is descriptive-comparative, in which participated
students of second, sixth and tenth grade of the career of psychology. We also validated the questionnaire
CONAPRE, which proved to be reliable and valid.
The results show that there are differences between the groups of middle and high-level of instruction in
theories of learning, specifically in the direct conception. In addition, there are differences in the direct and
constructive conception, when we compared the groups of low and high-level.
Key words: implicit conceptions, theories of learning, education level, universities, psychology.
COMCEPÇÕES IMPLÍCITAS DE APRENDIZAGEM EM ESTUDANTES DE PSICOLOGIA
EM UNIVERSIDADES PÚBLICAS
RESUMO
Este estudo examina as diferenças com relação aos concepções implícitos na aprendizagem isso tem os
estudantes do psicologia de universidades públicas do metropolita Lima, na função em seu nível da
instrução nas teorias da aprendizagem. A investigação descritivo-comparativa é do tipo, que os estudantes
do psicologia do segundo participaram, sexto e décimo ciclo. O questionário CONAPRE foi validado
também, que demonstrou para ser de confiança e válido. Os resultados indicam que nos grupos do nível da
instrução média e elevada existem diferenças ao comparar, com relação ao concepção direto da
aprendizagem; também, as diferenças são observadas ao comparar os grupos de baixo e de elevado - em
nível, até o concepção direto e constructive.
Palavras chaves: concepções implícitos, teorias da aprendizagem, em nível da instrução,
universidades, psicologia.
*Estudiante del IX ciclo. Universidad Nacional Mayor de San Marcos. Facultad de Psicología. Correspondencia: [email protected]
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 183-193, 2013
184
CONCEPCIONES IMPLÍCITAS DEL APRENDIZAJE EN ESTUDIANTES DE PSICOLOGÍA DE UNIVERSIDADES PÚBLICAS
Los cambios generados por la
globalización han producido un gran impacto
sobre nuestra manera de relacionarnos con el
mundo, así como sobre nuestra manera de
acceder, distribuir y usar la información; de este
modo, se puede afirmar que ha surgido una nueva
cultura del aprendizaje (Pozo,1996), la cual está
caracterizada por una educación generalizada y
una formación permanente y masiva, por una
saturación informativa producida por los nuevos
sistemas de producción, comunicación y
conservación de la información, y por un
conocimiento descentralizado y diversificado.
Esta nueva cultura demanda un cambio en las
formas de enseñar y aprender, especialmente en la
educación universitaria, en donde la demanda de
aprendizaje es mayor y más compleja; sin
embargo, para cambiar ello, es importante
también el cambio de las representaciones que los
docentes y estudiantes tienen sobre el aprendizaje
y enseñanza. Estas representaciones son
concepciones implícitas sobre cómo se adquiere
el conocimiento, basadas en la experiencia
personal y la educación informal, las cuales tienen
una naturaleza procedimental y son de activación
automática. Así pues, las formas de organizar y
pensar las actividades cotidianas de aprendizaje,
son el resultado de las concepciones implícitas
sobre el conocimiento y sobre su adquisición.
Para Pozo, Scheuer, Mateos y Pérez (2009) son
tres las principales teorías implícitas del
aprendizaje: la directa, la interpretativa y la
constructiva:
La teoría directa se caracteriza por la
suposición de que existe una correspondencia
unidireccional entre las condiciones y los
resultados del aprendizaje; así pues, desde sus
supuestos epistemológicos, concibe el
aprendizaje como una copia fiel de la realidad o
modelo presentado. Considerando sus supuestos
ontológicos, los resultados del aprendizaje se
concebirían en términos de estados no integrados
en marcos temporales más amplios que los
precedan; finalmente, en relación a sus supuestos
conceptuales, las relaciones establecidas entre los
estímulos o condiciones (como las características
atribuidas al aprendiz, la exposición al objeto de
aprendizaje, etc.) y resultados son directas y
lineales. Estas concepciones se hallarían
próximas a un cierto conductismo ingenuo, que
entendería al aprendizaje como un proceso
asociativo o meramente reproductivo.
Por su parte, la teoría interpretativa no rompe
totalmente con la anterior; sin embargo, aquí se
incluye la actividad del sujeto de aprendizaje, la
cual se constituiría como un proceso mediador
para que el aprendizaje sea posible; así pues, el
aprendizaje se concibe en términos de procesos,
que van aumentando en complejidad,
determinados por diversos factores (cognitivos,
evolutivos, motivacionales, etc.); no obstante,
desde el punto de vista epistemológico se sigue
asumiendo que la función del aprendizaje es
lograr copias fieles de la realidad. De este modo, la
teoría interpretativa supone que: a) un aprendizaje
es más eficaz cuando logra una reproducción más
fiel, pero b) ello requiere una intensa actividad e
implicación personal por parte de quien aprende;
de este modo, vendría a ser un aprendizaje activo,
pero reproductivo. En cuanto a los supuestos
conceptuales, la eficacia del aprendizaje depende
de factores que actúan de modo unidireccional
sobre los resultados.
La teoría constructiva implicaría suponer,
como en el caso de la teoría interpretativa, que los
procesos internos son esenciales para aprender,
pero ahora se atribuye a tales procesos una función
necesariamente transformadora del
conocimiento; de este modo, la adquisición de
información implicaría una transformación del
contenido y de uno mismo; es decir, del sujeto de
aprendizaje. Se propone aquí un carácter activo
del aprendizaje, así como la existencia de saberes
múltiples, desechando la correspondencia entre el
conocimiento adquirido y la realidad; de este
modo, distintas personas pueden dar significado a
un mismo evento de maneras distintas,
admitiéndose distintos grados de incertidumbre.
Los procesos psicológicos se orientan más hacia
la regulación del funcionamiento cognitivo del
sujeto que hacia la mera apropiación de un
conocimiento previamente establecido. De este
modo, el aprendizaje se concibe como un sistema
complejo y dinámico de procesos en interacción
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 183-193, 2013
185
GONZALES E.
que debe ser regulado por el propio agente de ese
aprendizaje; asimismo, se establecen relaciones
entre otros sistemas (educativos, sociales,
psicológicos, etc.). Se puede afirmar, entonces,
que la teoría constructiva se basa sobre la noción
de aprendizaje como sistema dinámico
autorregulado que articula condiciones, procesos
y resultados.
De acuerdo a este modelo, se han realizado
diversas investigaciones que intentan conocer
cuáles son las concepciones predominantes en los
estudiantes universitarios y docentes; así como
cuál es el proceso de cambio de las mismas
(Aparicio, Hoyos & Niebles, 2004; Arévalo,
2010; García & Vilanova, 2003; Martínez, 2004;
Pecharromán, Pozo, Mateos & Pérez, 2009;
Sánchez, 2005; Sarmiento, 2011). En este caso,
nos centramos en estudiantes de psicología,
debido a que las investigaciones sobre
concepciones del aprendizaje en el extranjero
sugieren que la enseñanza universitaria por sí
misma modifica muy poco las concepciones sobre
el aprendizaje de los estudiantes del comienzo al
final de sus estudios; más bien, es la instrucción
explícita en teorías del aprendizaje aquella
variable capaz de provocar un cambio hacia
posturas constructivas
(Aparicio, 2007) y,
precisamente, los estudiantes de psicología
poseen instrucción explícita en diversos temas
relacionados con el aprendizaje.
Martínez-Fernández (2007) encontró que
los estudiantes universitarios de psicología de la
Universidad de Barcelona de nivel inicial
obtienen mayor puntuación en la concepción
directa, mientras que los estudiantes de nivel
medio poseen mayor puntuación en la concepción
interpretativa; por otro lado, los del nivel final
alcanzan una mayor puntuación en la concepción
constructiva.
Aparicio (2007) halló que las
concepciones implícitas del aprendizaje de un
grupo de estudiantes universitarios de la
Universidad Autónoma de Madrid y, luego, de la
Universidad del Norte en Barranquilla, Colombia
(especialidades de derecho, ingeniería,
comunicación social y psicología), se ven
influenciadas por su nivel de instrucción explícita
en teorías sobre el aprendizaje.
Aparicio y Herrón (2006) determinaron
que los estudiantes de psicología de la
Universidad del Norte en Colombia que la
tendencia general de los estudiantes es el tener
concepciones constructivas (44,35%) e
interpretativas (34, 87%) sobre el aprendizaje.
También se halló que los estudiantes que iniciaban
la carrera no presentaban diferencias entre sus
concepciones interpretativas en comparación con
los estudiantes de los últimos semestres, mientras
que sí se evidenciaron diferencias importantes
entre sus concepciones constructivas y realistas.
A partir de estos estudios, nos plantemos
el objetivo de determinar si existen diferencias en
la predominancia de las concepciones implícitas
sobre el aprendizaje de los estudiantes de
psicología de universidades públicas de Lima
Metropolitana en función al nivel de instrucción
explícita en teorías del aprendizaje. Para esto,
requerimos primero determinar las bondades
psicométricas del CONAPRE, instrumento
utilizado para recolectar la información.
MÉTODO
Esta investigación es descriptivo
comparativa. (Hernández, Fernández y Baptista,
2006), pues intentaremos analizar y comparar las
concepciones implícitas de acuerdo al nivel de
instrucción explícita en teorías del aprendizaje.
Participantes
Nuestra población son todos los estudiantes del
segundo, sexto y décimo semestre de dos
universidades públicas de Lima Metropolitana.
Para propósitos de la investigación se seleccionó
una muestra de 289 estudiantes distribuidos
mediante un muestreo estratificado de afijación
proporcional, de acuerdo a la universidad y al
semestre que estaban cursando (Universidad A:
81, de los cuales 33 pertenecen al segundo
semestre, 23, al sexto y 24 al décimo; Universidad
B: 208, de los cuales 28 pertenecen al segundo
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 183-193, 2013
186
CONCEPCIONES IMPLÍCITAS DEL APRENDIZAJE EN ESTUDIANTES DE PSICOLOGÍA DE UNIVERSIDADES PÚBLICAS
semestre, 71, al sexto y 59 al décimo. Del total de
sujetos, un 29% son varones y un 71% son
mujeres, con una media de 22 años. Asimismo, la
muestra seleccionada se compone de 61,2%
adolescentes y 38,8% jóvenes y adultos. Cabe
mencionar que los participantes de la
investigación rellenaron un formato de
consentimiento.
Tabla 01
Muestra según edad.
Frecuencia
Porcentaje
Adolescentes (17 a 22 años)
177
61,2
Jóvenes y adultos (23 a 37)
Total
112
289
38,8
100,0
Tabla 02
Nivel de instrucción explícita en teorías del aprendizaje.
Nivel bajo de instrucción explícita en teorías
del aprendizaje
Nivel medio de instrucción explícita en
teorías del aprendizaje
Nivel alto de instrucción explícita en teorías
del aprendizaje
Total
Instrumento
Para la evaluación de las concepciones
implícitas sobre el aprendizaje, se utilizó el
cuestionario de autoreporte CONAPRE
(Martínez-Fernández, 2007), el cual nos permitió
hallar tres niveles de dominancia (alta, media y
baja) de cada una de las tres concepciones del
aprendizaje que se consideran (directa,
interpretativa y constructiva).
La validez fue determinada a través de la validez
de constructo, realizándose un análisis factorial
confirmatorio, en el que se obtuvo la confirmación
de la existencia de correspondencia entre la
estructura teórica de las tres categorías definidas y
la estructura empírica resultante del análisis
factorial. Luego de realizar una rotación oblicua,
los ítems se agruparon de acuerdo a los factores
definidos en el estudio original (concepción
Frecuencia
Porcentaje
111
38,4
94
32,5
84
29,1
289
100,0
directa, interpretativa y constructiva), tal como se
observa en la tabla 03. Cabe resaltar que el ítem 7,
descartado en la prueba original, sí fue
considerado en esta versión. Así pues, los
resultados del análisis factorial asignan validez de
constructo a este instrumento.
Se realizó también un análisis de
consistencia interna utilizando el coeficiente Alfa
de Cronbach considerando los tres factores,
obteniéndose, como se aprecia en la tabla 04, .73
para el conjunto de ítems vinculados a la
concepción directa, .72 para los ítems
relacionados a la concepción interpretativa y .77
para la concepción constructiva. El conjunto de
todos los ítems obtuvo un valor alpha de .77. Así
pues, considerando la cantidad de ítems, se puede
afirmar que el instrumento es confiable.
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 183-193, 2013
187
GONZALES E.
Tabla 03
Análisis Factorial para el CONAPRE. Matriz rotada.
Factor
1
ÍTEM01
ÍTEM02
ÍTEM03
ÍTEM04
ÍTEM05
ÍTEM06
ÍTEM07
ÍTEM08
ÍTEM09
ÍTEM10
ÍTEM11
ÍTEM12
ÍTEM13
ÍTEM14
ÍTEM15
Varianza
2
,312
,816
,106
,215
,419
-,026
,286
,677
,451
,347
-,058
,484
,183
,206
-,002
14,15
,410
,174
,033
,407
,349
,003
,311
,227
,329
,358
,130
,267
,619
,722
-,024
12,43
3
,076
-,110
,657
,003
,026
,594
,020
,035
-,026
,134
,658
,014
,097
-,046
,623
11,04
Varianza explicada total: 31,98
Tabla 04
CONAPRE. Concepciones de Aprendizaje.
Concepciones
1. Directa
2. Interpretativa
3. Constructiva
Ítems
3 / 6 / 11 /15
1 / 4 / 7 /10 / 13 / 14
2 / 5 / 8 / 9 / 12
De forma similar al estudio de Martínez
(2004), se estableció una escala de referencia
normativa, basándonos también en los valores de
la media aritmética y la desviación (+/-1) para
Alpha
.73
.72
.77
cada una de las tres concepciones. De este modo,
se establecieron tres niveles de dominancia para
cada una de las categorías: alto medio y bajo, así
como observamos en la tabla 05.
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 183-193, 2013
188
CONCEPCIONES IMPLÍCITAS DEL APRENDIZAJE EN ESTUDIANTES DE PSICOLOGÍA DE UNIVERSIDADES PÚBLICAS
Tabla 05
Niveles de dominancia para las concepciones de aprendizaje.
Nivel de
dominancia
Bajo
Medio
Alto
Concepción directa
del aprendizaje
4-10
11-15
16-20
Procedimiento
Se recogió la información de los mismos
estudiantes mediante la aplicación colectiva del
cuestionario CONAPRE en las aulas en las que los
alumnos de cada semestre reciben clase. Se contó
con la aceptación por parte de las universidades;
asimismo, los alumnos fueron informados sobre
los objetivos de la evaluación y su participación
fue voluntaria y anónima. Durante la aplicación,
las instrucciones se leyeron en voz alta y se
Concepción
interpretativa del
aprendizaje
6-10
21-26
27-30
Concepción constructiva
del aprendizaje
5-16
17-22
23-25
permitió un tiempo para que los alumnos
puedieran contestar todas las preguntas. Cabe
resaltar que en dicho cuestionario se incluyó una
sección en la que los estudiantes pudieron
consignar información con respecto a su edad y el
sexo.
La codificación y procesamiento de los datos se
realizaron a través del paquete estadístico SPSS
20 y Microsoft Excel 2010.
RESULTADOS
Tabla 06
Puntuaciones medias en concepciones de aprendizaje (CONAPRE).
Concepción directa del aprendizaje
Concepción interpretativa del
aprendizaje
Concepción constructiva del
aprendizaje
Como se observa en la tabla 06, los
sujetos se ubican en el nivel medio, sin embargo,
posteriores análisis nos dicen que existen
Media
12,29
Desv. típ.
2,557
Nivel
Medio
22,74
2,893
Medio
18,78
3,003
Medio
diferencias significativas entre las puntuaciones
medias para cada una de las concepciones de
aprendizaje en función al nivel de instrucción.
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 183-193, 2013
189
GONZALES E.
Tabla 07
Comparación de medias entre estudiantes de nivel bajo y medio.
Prueba T para la igualdad de medias
t
Concepción directa del
aprendizaje
Concepción
interpretativa del
aprendizaje
Concepción constructiva
del aprendizaje
Sig.
(bilateral)
gl
Diferencia
de medias
95% Intervalo de
confianza para la
diferencia
Error típ.
de la
diferencia
Inferior
Superior
,251
203
,802
,084
,334
-,575
,743
-1,207
203
,229
-,488
,404
-1,286
,309
-,410
203
,682
-,162
,396
-,943
,618
La Tabla 07, nos indica que los valores de
p son mayores a 0,05, por lo que se podría concluir
que las diferencias no son significativas.
Tabla 08
Comparación de medias entre estudiantes de nivel medio y alto.
95% Intervalo de
confianza para la
diferencia
Inferior
Superior
,067
1,693
Diferencia
de medias
176
,034
,880
,412
176
,767
-,130
,438
-,995
,735
176
,171
-,661
,481
-1,610
,288
gl
Concepción directa
del aprendizaje
Concepción
interpretativa del
aprendizaje
Concepción
constructiva del
aprendizaje
Error típ.
de la
diferencia
Sig.
(bilateral)
La Tabla 08, nos indica que los valores de
p son mayores a 0,05, a excepción de la
concepción directa, por lo que se puede afirmar
que, en este caso, las diferencias son
significativas.
Tabla 09
Comparación entre estudiantes de nivel bajo y alto.
Concepción
directa del
aprendizaje
Concepción
interpretativa
del aprendizaje
Concepción
constructiva del
aprendizaje
U de Mann-Whitney
3667,500
4148,500
3867,000
W de Wilcoxon
Z
Sig. asintót. (bilateral)
7237,500
-2,571
,010
10364,500
-1,325
,185
10083,000
-2,050
,040
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 183-193, 2013
190
CONCEPCIONES IMPLÍCITAS DEL APRENDIZAJE EN ESTUDIANTES DE PSICOLOGÍA DE UNIVERSIDADES PÚBLICAS
Debido a que las varianzas no son
homogéneas en este caso, se decidió utilizar la
prueba no paramétrica U de Mann-Whitney, la
cual nos permitió comprobar que existen
diferencias significativas en cuanto a la
concepción directa y constructiva del aprendizaje,
tal como se observa en la tabla 09.
Tabla 10
Comparación de medias en las concepciones de aprendizaje en función a la edad.
Prueba T para la igualdad de medias
Concepción
directa del
aprendizaje
Concepción
interpretativa del
aprendizaje
Concepción
constructiva del
aprendizaje
Sig.
(bilateral)
Diferencia
de medias
Error típ.
de la
diferencia
95% Intervalo de
confianza para la
diferencia
Inferior
Superior
-,137
1,075
t
gl
1,522
287
,129
,469
,308
,639
287
,524
,223
,350
-,465
,912
-,273
287
,785
-,099
,363
-,814
,616
Como se muestra en la tabla 10, los valores de p
superan el 0.05, por lo que se acepta la Ho y se
rechaza la Ha; así pues, las diferencias
encontradas en función a la edad no son
significativas a ningún nivel de medición.
DISCUSIÓN
Considerando la puntuación media de
toda la muestra, los resultados nos indican que los
estudiantes de todos los niveles de instrucción se
ubican en un nivel medio en todas las
concepciones de aprendizaje. Esto nos indica que
los estudiantes de psicología hacen uso de todas
las concepciones en cierta medida; sin embargo,
existen algunas diferencias significativas que se
revisaremos a continuación.
En primer lugar, es importante mencionar que no
se observan diferencias significativas en relación
a las concepciones de aprendizaje de los
estudiantes universitarios en función al sexo ni a la
edad, por lo que no parecen ser variables que
pueda influenciar los cambios conceptuales o
representacionales que ocurren a lo largo de la
formación universitaria.
Por otro lado, tampoco se observan
diferencias significativas comparando al grupo de
estudiantes de nivel bajo con los de nivel medio en
instrucción en teorías del aprendizaje; así pues,
parece
que la instrucción universitaria cambia
muy poco dichas concepciones; sin embargo, el
cambio se hace más evidente al comparar los
grupos de nivel medio y alto, específicamente en
relación a la concepción directa del aprendizaje;
es decir, los estudiantes de nivel alto la utilizan en
menor medida. Finalmente, al comparar los
grupos de nivel bajo y alto en cuanto a su
instrucción, se observan diferencias significativas
en cuanto a la concepción directa y a la
constructiva; es decir, los estudiantes del final de
la carrera, quienes han sido instruidos, en mayor
medida, en teorías del aprendizaje, utilizan con
mayor predominancia la concepción constructiva
y, en menor medida, la concepción directa, a
comparación de los estudiantes de nivel de
instrucción bajo.
Estos resultados concuerdan con los
obtenidos por Aparicio (2007), quien encuentra
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 183-193, 2013
191
GONZALES E.
que las concepciones de estudiantes españoles y
colombianos de psicología, así como de otras
carreras, se encuentran en un continuo de
transformación con relación a su formación
académica; así pues, el autor también encuentra
que existe una disminución progresiva de las
representaciones realistas del aprendizaje,
mientras que se observa un aumento de las
respuestas interpretativas, tomando en cuenta a
los estudiantes de carreras distintas a psicología y
los de psicología de primer año, o de las respuestas
constructivas, en el caso de los estudiantes de final
de carrera de psicología. Sin embargo,
encontramos diferencias entre nuestros hallazgos
y lo encontrado por Martínez-Fernández (2007);
de este modo, en su trabajo observamos que
estudiantes de psicología de nivel inicial obtienen
mayor puntuación en la concepción directa,
mientras que los estudiantes de nivel medio
poseen mayor puntuación en la concepción
interpretativa; por otro lado, los del nivel final
alcanzan una mayor puntuación en la concepción
constructivista. Estas diferencias podrían ser
explicadas por el menor impacto de la instrucción
universitaria pública limeña en los universitarios
de psicología; así pues, si bien encontramos
diferencias entre los estudiantes con distinto
niveles de instrucción, estas diferencias no llegan
a ser lo suficientemente marcadas.
Nuestros resultados también difieren con
los de Aparicio & Herrón (2006), quienes
encuentran que los estudiantes colombianos
poseen en mayor medida concepciones
constructivas e interpretativas sobre el
aprendizaje. Lo cual nos permite reafirmar que
existe un menor impacto de la educación
universitaria pública limeña en la modificación de
dichas concepciones en relación con
universidades del extranjero, pues, como hemos
revisado anteriormente, nuestros resultados
apuntan que todas las concepciones son utilizadas
en un nivel medio. A pesar de esto, los resultados
de los mencionados autores muestran mucha
similitud con respecto a que no existen diferencias
entre las concepciones interpretativas de los
estudiantes de los primeros y últimos semestres,
mientras que sí se encuentran diferencias
importantes entre sus concepciones constructivas
y realistas.
Basándonos en todos estos resultados,
podemos afirmar que la educación universitaria
presenta, en distintas partes del mundo, ciertas
características comunes que favorecen un cambio
lento y progresivo de las concepciones sobre el
aprendizaje de los estudiantes de psicología, si
bien el cambio que se genera aún dista de ser el
esperado, teniendo en cuenta las exigencias de la
sociedad sobre los universitarios, por lo que queda
todavía un largo camino por recorrer si se pretende
que los estudiantes actuales puedan concebir el
aprendizaje en términos de construcción y
transformación del conocimiento.
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Recibido: 16 de junio del 2013
Aceptado: 19 de agosto del 2013
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 183-193, 2013
194
PROPIEDADES PSICOMÉTRICAS DE LA ESCALA DE ESTILOS DE SOCIALIZACIÓN
PARENTAL EN ESTUDIANTES DE SECUNDARIA
Katia Edith Jara Gálvez *
Universidad Cesar Vallejo
RESUMEN
El presente estudio tiene como finalidad obtener las propiedades psicométricas de la Escala de Estilos de
Socialización Parental en estudiantes de secundaria. Para ello, se realizó una adaptación lingüística. La
muestra estuvo conformada por 525 estudiante de 1ero a 5to de secundaria de Florencia de Mora,
seleccionados por un muestreo probabilístico estratificado. La prueba alcanza una confiabilidad alta; en
las escalas globales en madre y padre (Alfa=0,914) (Alfa=0,963).En las dimensiones de manera
independiente en Madre y Padre; en la dimensión aceptación/implicación obtuvo (Alfa=0.86)
(Alfa=0.88), y en Coerción/Imposición,(Alfa=0.94)(Alfa=.95). Asimismo obtuvo una adecuada
correlación ítem-test en la mayoría de los ítems oscilando entre (r=0,299) (r=0,841).Se concluye que la
escala de estilos de socialización parental es un instrumento con características psicométricas apropiadas
para el Distrito Florencia de Mora.
Palabras clave: Estilos de socialización parental, Propiedades psicométricas, Florencia de Mora.
PSYCHOMETRIC PROPERTIES OF THE SCALE OF PARENTAL SOCIALIZATION
STYLES OF HIGH SCHOOL STUDENTS
ABSTRACT
The present study is aimed at obtaining the psychometric properties of the scale of parental socialization
styles in middle and high school students. To do this, there was a linguistic adaptation. The sample
consisted of 525 student 1ero to 5th from secondary Florence de Mora, selected by probability sampling
stratified. The test reaches a high reliability; in the globals scales in mother and father (alpha=0.914)
(alpha=0,963).In the dimensions of independently in mother and father; in the dimension
acceptance/involvement obtained (alpha=0.86 ) (alpha=0.88 ),and in Coercion/Imposition, (alpha=0.94
)(alpha=.95). He also obtained a proper correlation item-test in the majority of items ranging from
(r=0.299)(r=0.841).It is concluded that the scale of styles of parental socialization is an instrument with
psychometric characteristics appropriate for the Florence District of Mora.
Key Words: styles of parental socialization, psychometric properties, Florence of Mora.
*Universidad César Vallejo. Correspondência: [email protected]
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 194-207, 2013
195
JARA K.
PROPRIEDADES PSICOMÉTRICAS DA ESCALA DE ESTILOS PARENTAIS DE
SOCIALIZAÇÃO DE ALUNOS DO ENSINO MÉDIO
RESUMO
O presente estudo tem como finalidade obter as propriedades psicométricas da Escala de Estilos de
Socialización Parental em estudantes de secundária. Para isso, se realizou uma adaptação linguística. A
mostra esteve conformada por 525 estudantes de 1ero a 5to de secundária de Florencia de Mora,
seleccionados por uma amostragem probabilístico estratificado. A prova atinge uma fiabilidade alta; na
escalas globales em Mãe e Pai (Alfa=0,9914) (alpha=0,963).Nas dimensões de maneira independente em
Mãe e Pai; na dimensão aceitação/envolvimento obteve (Alfa=0.86) (Alfa=0.88), e em
Coerción/Imposição,(Alfa=0.94)(Alfa=.95). Assim mesmo obteve uma adequada correlação item-teste
na maioria dos itens oscilando entre (r=0,299) (r=0,841).Conclui-se que a escala de estilos de
socialización parental é um instrumento com características psicométricas apropriadas para o Distrito
Florencia de Mora.
Palavras-chave: Estilos de socialización parental, Propriedades psicométricas, Florencia de
Mora.
La socialización parental ha avanzado
hasta convertirse en la actualidad como objeto de
estudio de especial atención de los científicos
sociales a lo largo de todo este ciclo, ya que el
ajuste psicosocial de los niños y adolescentes es
uno de los tópicos que más interés ha despertado
en la investigación psicológica, (Musitu & García
2004). Puesto que la familia es el primer contexto
socializador que tienen los hijos, en el que el hijo
modelará su construcción como persona, en el que
establecerá las primeras relaciones con otros y en
el que desarrollará una imagen de sí mismo y del
mundo que le rodea. Por ello se dice que la
socialización entre padres e hijos es sumamente
importante dado que según concluye Musitu y
Garcia (2001) de ello va depender como él niño
asimila conocimientos, actitudes, valores,
costumbres, necesidades, sentimiento y demás
patrones culturales que caracterizaran para toda la
vida su estilo de adaptación al ambiente.
Según investigaciones Estévez (2005)
encontró que los adolescentes que informan tener
problemas de comunicación con los padres
experimentan mayores problemas de síntomas
depresivos y estrés (malestar psicológico), en
cambio la existencia de una comunicación abierta
con los padres está asociada positivamente con la
autoestima escolar del hijo/a.
La evaluación de los estilos de
socialización parental en la adolescencia puede
realizarse a través de varios instrumentos, sin
embargo la escala de estilos de socialización
parental, ha sido traducido a diferentes idiomas,
es el más usado y citado en la bibliografía
especializada. Además, es la prueba más completa
creada para medir los estilos de socialización
parental. Estas cualidades son posibles, en la
medida en que ha demostrado sus propiedades
psicométricas a través de estudios realizados en
países con culturas tan diversas como: España,
Brasil, Vasco y Perú, sin embargo en Trujillo no se
evidencia estudios de propiedades psicométricas
de este instrumento. Aparte de las propiedades
mencionadas,
es una prueba práctica y
Económica, debido a que sólo cuenta con 29
ítems y su evaluación no toma más de 30 minutos.
Asimismo, es sencilla de responder puesto que
necesita un nivel básico de escolaridad para poder
ser comprendido. Este conjunto de propiedades
hacen que la escala de estilos de socialización
parental en la adolescencia sea una herramienta
muy útil en el campo de la investigación de los
casos que necesiten una evaluación e intervención
más profunda.
Por esta razón, el objetivo principal que
plantea el presente trabajo de investigación es
determinar las propiedades psicométricas de la
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 194-207, 2013
196
PROPIEDADES PSICOMÉTRICAS DE LA ESCALA DE ESTILOS DE SOCIALIZACIÓN PARENTAL EN ESTUDIANTES DE SECUNDARIA
escala de estilos de socialización parental en
estudiantes del nivel secundario del Distrito
Florencia de Mora.
Para ello, se ha realizado una revisión
teórica en la que se aborda aspectos teóricos de la
socialización, el proceso de la socialización,
dimensiones de la socialización parental y las
tipologías de la socialización parental.
Posteriormente, se realiza una descripción de la
escala de estilos de socialización parental y de sus
características psicométricas. Por último, se
describe el método mediante el cual se realizó esta
investigación y se exponen los resultados
obtenidos los cuales serán discutidos para
presentar las conclusiones y recomendaciones
para futuros trabajos de investigación sobre
propiedades psicométricas de estilos de
socialización parental.
El trabajo ejecutado se divide en los
siguientes apartados: el primero está enfocado al
problema de investigación, que se inicia con el
planteamiento del problema, describiendo la
variable de estudio, la formulación del problema
donde se propone establecer las propiedades
psicómetras de la escala de estilos, A continuación
se establece la justificación, limitaciones,
antecedentes de adaptaciones en otros contextos
del instrumento, y los objetivos que guiaron todo
el trabajo realizado. Como segundo apartado en el
marco referencial que comprende el marco
teórico, en el cual se aborda los aportes teóricos
del problema de estudio y el marco conceptual,
donde se describe las características de la variable.
El tercer apartado indica el marco metodológico
aplicado, desde las variables del instrumento, la
validez, la confiabilidad, la definición conceptual
y operacional, la metodología empleada, la
población y muestra de estudio, las técnicas e
instrumentos de recolección de datos y las del
procesamiento de datos.
Seguido esta el cuarto apartado se detalla
los resultados de los datos procesados para lo cual
se han elaborado cuadros estadísticos, donde
reflejan las características psicométricas de
validez y confiabilidad, tal como sus baremos
encontrados de la escala aplicada. Cada resultado
ha sido interpretado para explicar la significancia
de los mismos en la investigación. En cuanto el
quinto apartado
está conformado
por la
discusión de resultados con los principales
hallazgos psicométricos encontrados en la prueba,
con las coincidencias y diferencias con la prueba
original y trabajos anteriormente realizados en
otras localidades. En el siguiente apartado está
dedicado a las conclusiones a las cuales se arribo
concluida la investigación, resaltado los puntos
importantes de los hallazgos en los resultados de
la investigación. Posteriormente se encuentran
las sugerencias, que se brindan para las futuras
investigaciones con la escala de estilos de
socialización parental. Finalmente se presenta las
referencias bibliográficas y se adjuntan los
anexos, en los cuales se incluyen el instrumento
aplicado y el consentimiento informado.
MÉTODO
Participantes
La población está Conformada por un total de
2506 alumnos del sexo femenino y masculino de
1ero a 5to del nivel secundario de colegios
nacionales del Distrito Florencia de Mora, para
ello se contó con la participación de los colegios:
Jorge Basadre quien cuenta con 996 alumnos, el
colegio Parroquial Virgen de la puerta quien tiene
203 alumnos, colegio Túpac Amaru con 835
alumnos, y en el colegio Generalísimo 470
alumnos. De ello se obtuvo una muestra de 525
adolescentes entre 12 a 18 años, que se encuentran
cursando entre 1ero y 5to grado de secundaria, la
cual sé determino con un nivel de significancia
de 2.58 y un margen de error de 0.05 de
confianza. El tipo de muestreo utilizado es
probabilístico estratificado, puesto que se divide a
la población en grupos o estratos con el fin de dar
representatividad a los distintos factores que
integran población de estudio, y para la selección
de los elementos representantes de cada estrato se
utiliza el método del muestreo aleatorio o al azar
(Hernández, et al. 2006). Así, las aulas fueron
seleccionadas aleatoriamente.
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 194-207, 2013
197
JARA K.
Instrumentos
El nombre del instrumento que se utilizó es la
Escala
de estilos de Socialización Parental en
la Adolescencia (ESPA29), cuyos autores son
Gonzalo Musitu Ochoa y José Fernando García
Pérez, la Aplicación es de tipo Individual o
Colectivo, consta de 29 ítems, es aplicable a
Adolescentes de 10 a 18 años, con una duración de
20 minutos aproximadamente, su finalidad es la
Evaluación del estilo de socialización de cada
padre, los Materiales que se utilizaran son el
manual y ejemplar autocorregible. (Mismo
modelo para padre y madre). Se pudo comprobar
sus propiedades psicométricas a través de estudios
realizados en países con culturas tan diversas
como, España, Brasil, Vasco y Perú (lima
metropolitana).
Procedimiento
Para obtener las propiedades psicométricas de
escala de estilos de socialización parental, se
realizó una prueba piloto (Anexo 2) a una muestra
de 30 alumnos del nivel secundario con la
finalidad de facilitar la lectura y la comprensión de
los ítems De esta manera, se realizaron ligeras
modificaciones a los enunciados, tratando de que
ellas no alteren el sentido original de los mismos.
En primer lugar, se modificaron las palabras de
uso poco frecuente en la zona. Así por ejemplo, las
palabras desastrado, boletín, suspenso, estropeo,
fueron cambiados por respuestas, desaseado,
libreta, mala calificación, malograr y curso,
respectivamente. (Ver anexo Nº 01). Además que
se obtuvo una correlación baja en estos ítems
(Anexo 02.2 y 02.3).
Con esta nueva versión, se realizó una nueva
prueba piloto a 30 alumnos con la finalidad de
evaluar y comprobar si el grado de comprensión
había mejorado en cada uno de los ítems. De ello
se
pudo observar que comprendían
adecuadamente los ítems.
Se aplicó el cuestionario a los alumnos de los 4
colegios nacionales del Distrito de Florencia de
Mora, tomando en cuenta los grados y edades que
se requería, se consideró el número requerido de
adolescentes necesario para el estudio por grado.
Se proporcionaron anticipadamente el
consentimiento informado (Anexo 8) para los
alumnos, los cuales tenían que ser firmados por
ellos. Posteriormente, se administró la prueba a
aquellos alumnos que firmaron los
consentimientos informados, en el que aceptaron
participar voluntariamente en la investigación.
Una vez obtenidos los protocolos, se realizó la
depuración de los mismos, teniendo en cuenta los
criterios de rango de edad y ausencia de respuestas
o de datos personales. Seguidamente se realizó la
calificación de los cuestionarios y la elaboración
de la base de datos en el programa Excel.
Para el procesamiento de los datos se utilizó el
programa SPSS 19.0. Se hizo el cálculo de la
confiabilidad a través del Alfa de Cronbach y la
correlación ítem – test.
Finalmente se realizó la construcción de baremos
generales, así como por edad y sexo pues se
encontró diferencias significativas.
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 194-207, 2013
RESULTADOS
198
PROPIEDADES PSICOMÉTRICAS DE LA ESCALA DE ESTILOS DE SOCIALIZACIÓN PARENTAL EN ESTUDIANTES DE SECUNDARIA
Tabla 2
Estadísticos de Fiabilidad de la Escalas de estilos de socialización parental en la Adolescencia.
Escala
Madre
Alfa de Cronbach
Padre
Alfa de Cronbach
Total
Alfa de Cronbach
ACEPTACIÓN
IMPLICACIÓN
Afecto
Dialogo
Indiferencia
Displicencia
COERCIÓN /
IMPOSICIÓN
Privación
Coerción verbal
Coerción física
0,86
0,88
0,914
0,92
0,94
0,88
0,88
0,94
0,94
0,95
0,92
0,92
0,95
0,916
0,961
0,931
0,902
0,963
0,91
0,90
0,92
0,91
0,92
0,94
0,939
0,940
0,959
En la tabla Nº 02 se determina el análisis de
confiabilidad de la escala de estilos de
socialización parental en la adolescencia a través
del Coeficiente de alpha de Cronbach, para el cual
se realizó el cálculo de la consistencia interna de
ambas dimensiones, de
madre y padre
conjuntamente, además se calcula de manera
independiente de madre y padre. Igualmente se
calcula las 7 subescalas de Socialización de madre
y padre de forma global e independiente,
obteniendo resultados satisfactorios en todas ellas
según se observa en la tabla. Por lo que se puede
decir que la prueba alcanza una confiabilidad
entre aceptable y altamente confiable (Hernández,
et al. 2006).
Tabla Nº 03
Correlación ítem-test de la subescala de la dimensión Aceptación/ Implicación de la escala de
estilos de socialización parental - Madre.
AFECTO
DIALOGO
INDIFERENCIA
DISPLICENCIA
ítems
r
ítems
r
ítems
r
ítems
r
01
03
05
07
10
14
16
18
22
23
24
27
28
,560
,611
,492
,657
,597
,699
,716
,668
,712
,653
,689
,619
,682
02
04
06
08
09
11
12
13
15
17
19
20
21
25
26
29
,614
,628
,662
,706
,698
,687
,679
,724
,682
,690
,719
,727
,663
,575
,663
,697
01
03
05
07
10
14
16
18
22
23
24
27
28
,420
,523
,538
,462
,563
,601
,660
,583
,676
,588
,563
,555
,584
02
04
06
08
09
11
12
13
17
19
20
21
25
26
29
,299
,328
,520
,496
,624
,566
,583
,602
,651
,623
,497
,500
,421
,568
,638
,577
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 194-207, 2013
199
JARA K.
En la tabla Nº 03 se calculó la correlación Ítemtest de los datos de las subescala de la dimensión
Aceptación/ imposición de madre, como una
medida de la discriminación del ítem, de la cual se
encontró una adecuada correlación ítem-test
corregido en todos los ítems,
los valores
obtenidos en ambas dimensiones oscilan entre
,299 y 0.727. Por lo tanto, revela que los ítems
miden realmente la variable.
Tabla Nº 04
Correlación ítem-test de las subescalas de la dimensión Coerción / Imposición de la
escala de estilos de socialización parental - Madre.
PRIVACIÓN
ítems
02
04
06
08
09
11
12
13
15
17
20
21
25
26
29
19
r
,485
,511
,518
,542
,569
,647
,582
,687
,693
,707
,635
,575
,571
,621
,633
,616
COER. VERBAL
ítems
02
04
06
08
09
11
12
15
17
19
20
21
25
26
29
13
En la tabla Nº 04 se encontró la correlación
Ítem-test de las subescalas de la segunda
dimensión Coerción / Imposición los datos de
madre, se encontró una adecuada correlación
r
,396
,442
,519
,555
,594
,628
,567
,592
,681
,560
,582
,543
,467
,638
,624
,592
COER. FÍSICA
ítems
02
04
06
08
09
11
12
13
15
17
19
20
21
25
26
29
r
,505
,569
,501
,682
,688
,626
,536
,693
,683
,682
,595
,650
,629
,542
,640
,693
ítem-test corregido en todos los ítems oscilando
entre 0396 y 0,707. Por consiguiente los ítems
miden realmente la variable.
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 194-207, 2013
200
PROPIEDADES PSICOMÉTRICAS DE LA ESCALA DE ESTILOS DE SOCIALIZACIÓN PARENTAL EN ESTUDIANTES DE SECUNDARIA
Tabla Nº 05
Correlación ítem-test de la dimensión de las subescalas de aceptación/ implicación de la
escala de estilos de socialización parental – Padre.
AFECTO
ítems
01
03
05
07
10
14
16
18
22
23
24
27
28
r
,663
,680
,629
,674
,698
,701
,783
,710
,841
,696
,775
,631
,753
DIALOGO
ítems
02
04
06
08
09
11
12
13
15
17
19
20
21
25
26
29
r
,673
,717
,709
,745
,734
,763
,685
,736
,713
,706
,762
,751
,732
,678
,751
,752
En la tabla Nº 05 en cuanto la correlación Ítemtest de las subesclas de la dimensión aceptación/
imposición de los datos de padre, se encontró una
adecuada correlación ítem-test corregido en la
mayoría de los ítems oscilando entre 0,377 y
0,841; a excepción
en la
subescala de
INDIFERENCIA
ítems
01
03
05
07
10
14
16
18
22
23
24
27
28
r
,583
,627
,634
,548
,663
,575
,720
,641
,639
,637
,718
,616
,747
DISPLICENCIA
ítems
02
04
06
08
09
11
12
13
15
17
19
20
21
25
26
29
r
,377
,531
,620
,604
,560
,683
,623
,633
,574
,576
,534
,602
,561
,117
,580
,631
displicencia, que se halló al ítems 25 una
correlación por debajo de 0.2. (,117). A pesar de
este resultado, se decidió conservar dicho ítem
para no alterar la prueba en su conjunto. Como
consecuencia se revela que los ítems miden
realmente la variable.
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 194-207, 2013
201
JARA K.
Tabla Nº 06
Correlación ítem-test de las subescalas de la dimensión Coerción / Imposición de la
escala de estilos de socialización parental - Padre.
PRIVACIÓN
ítems
02
04
06
08
09
11
12
13
15
17
19
20
21
25
26
29
r
,642
,604
,605
,654
,584
,285
,587
,688
,522
,735
,617
,660
,695
,658
,713
,693
COER. VERBAL
ítems
02
04
06
08
09
11
12
13
15
17
19
20
21
25
26
29
En la tabla Nº 06 se evidencia la correlación
Ítem-test de las subescalas de la dimensión
coerción/ imposición de los datos de padre, se
encontró una adecuada correlación ítem-test
corregido en todos los ítems oscilando entre ,285 y
r
,581
,555
,609
,701
,617
,718
,610
,650
,658
,698
,586
,634
,604
,604
,623
,637
COER. FÍSICA
ítems
02
04
06
08
09
11
12
13
15
17
19
20
21
25
26
29
0,774; Por consiguiente
realmente la variable.
BAREMOS
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 194-207, 2013
r
,653
,742
,626
,721
,651
,721
,700
,646
,774
,763
,674
,650
,668
,678
,717
,758
los ítems miden
202
PROPIEDADES PSICOMÉTRICAS DE LA ESCALA DE ESTILOS DE SOCIALIZACIÓN PARENTAL EN ESTUDIANTES DE SECUNDARIA
Tabla 7
Baremos Generales Percentilares de la escala de estilos de socialización Parental – (Madre).
ACEPTACION/IMPLICACION
PC
Afecto
1
3
5
7
10
15
20
25
30
35
40
45
50
55
60
65
70
75
80
85
90
93
95
97
99
N
Media
Dt
Etm
1,64
1,91
2,00
2,08
2,23
2,46
2,62
2,77
2,85
3,00
3,08
3,15
3,23
3,38
3,46
3,62
3,69
3,77
3,85
3,85
3,92
4,00
4,00
4,00
4,00
525
3,1886
,63208
,02759
COERSION /IMPOSICION
PC
Coerción Coerción
Dialogo Displicencia Indiferencia Total Privación
Total
Verbal
Física
1,33
1,00
1,00
2,08
1,23
1,06
1,00
1,17
1
1,69
1,00
1,00
2,52
1,23
1,25
1,00
1,30
3
1,89
1,00
1,00
2,61
1,23
1,38
1,00
1,35
5
2,00
1,00
1,00
2,72
1,31
1,50
1,00
1,41
7
2,06
1,00
1,00
2,81
1,38
1,63
1,00
1,45
10
2,19
1,00
1,00
2,95
1,54
1,75
1,00
1,52
15
2,31
1,00
1,08
3,07
1,62
1,81
1,00
1,60
20
2,44
1,00
1,08
3,14
1,77
1,94
1,06
1,66
25
2,56
1,00
1,08
3,20
1,92
1,94
1,06
1,72
30
2,69
1,06
1,15
3,26
2,00
2,00
1,13
1,77
35
2,81
1,06
1,15
3,30
2,15
2,00
1,13
1,82
40
2,94
1,06
1,23
3,36
2,23
2,06
1,19
1,86
45
3,00
1,13
1,23
3,42
2,31
2,13
1,25
1,91
50
3,06
1,13
1,31
3,46
2,38
2,19
1,31
1,97
55
3,19
1,16
1,46
3,52
2,46
2,25
1,44
2,06
60
3,31
1,19
1,54
3,58
2,54
2,31
1,56
2,10
65
3,44
1,25
1,62
3,64
2,62
2,38
1,56
2,15
70
3,56
1,31
1,77
3,68
2,69
2,44
1,69
2,23
75
3,69
1,44
1,85
3,74
2,85
2,56
1,86
2,31
80
3,81
1,50
1,92
3,82
3,00
2,69
1,94
2,41
85
3,94
1,69
2,08
3,89
3,15
2,88
2,00
2,56
90
3,94
1,88
2,15
3,92
3,38
3,06
2,13
2,64
93
4,00
2,00
2,28
3,94
3,54
3,17
2,25
2,72
95
4,00
2,20
2,46
3,97
3,85
3,38
2,63
2,89
97
4,00
2,55
3,06
3,98
4,29
3,56
3,05
3,25
99
525
525
525
525
525
525
525
525
N
2,9825
1,2365
1,4409
3,3734
2,3007
2,1956
1,4214
1,9726 Media
,68066
,33936
,46341
,41529
,68545
,50411
,46438
,43731
Dt
,02971
,01481
,02022
,01812
,02992
,02200
,02027
,01909 Etm
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 194-207, 2013
203
JARA K.
En la tabla 7 se muestra el Baremo Percentilar
General de los datos de Madre, obteniéndose una
Media (M) de 3,37 en la dimensión aceptación/
implicación y 1,97 en la dimensión de coerción /
imposición. Asimismo se obtiene una Desviación
típica (Dt) en aceptación/ implicación de 0, 415 y
la dimensión de coerción imposición de 0, 437. En
lo referente al Error típico de la media (Etm) se
obtuvo en la dimensión de aceptación implicación
un valor de 0,018 y respecto a Coerción/
imposición de 0,190.
Tabla 8
Baremos Generales Percentilares de la escala de estilos de socialización parental – (Padre).
ACEPTACION/IMPLICACION
COERSION /IMPOSICION
PC
PC
Coerción Coerción
Afecto Dialogo Displicencia Indiferencia Total Privación
Total
Verbal
Física
1
1,12
1,06
1,00
1,00
1,76
1,00
1,00
1,00
1,01
1
3
1,75
1,31
1,00
1,00
2,29
1,00
1,06
1,00
1,08
3
5
1,92
1,69
1,00
1,00
2,51
1,00
1,19
1,00
1,13
5
7
2,00
1,81
1,00
1,00
2,60
1,00
1,31
1,00
1,19
7
10
2,08
1,94
1,00
1,00
2,70
1,06
1,50
1,00
1,28
10
15
2,23
2,06
1,00
1,00
2,85
1,13
1,68
1,00
1,35
15
20
2,38
2,25
1,00
1,00
2,94
1,25
1,81
1,00
1,42
20
25
2,54
2,38
1,00
1,00
3,03
1,31
1,88
1,00
1,50
25
30
2,69
2,50
1,00
1,08
3,14
1,44
1,94
1,00
1,56
30
35
2,92
2,69
1,00
1,08
3,20
1,63
2,00
1,06
1,63
35
40
2,95
2,81
1,06
1,08
3,25
1,69
2,00
1,06
1,65
40
45
3,05
2,94
1,06
1,15
3,32
1,81
2,00
1,06
1,69
45
50
3,15
3,00
1,13
1,23
3,40
1,88
2,06
1,13
1,73
50
55
3,31
3,00
1,13
1,31
3,45
1,94
2,13
1,19
1,77
55
60
3,46
3,13
1,19
1,38
3,52
2,00
2,19
1,31
1,85
60
65
3,54
3,25
1,19
1,46
3,57
2,00
2,25
1,38
1,92
65
70
3,69
3,44
1,31
1,63
3,63
2,06
2,31
1,50
1,98
70
75
3,77
3,56
1,38
1,77
3,70
2,19
2,41
1,66
2,04
75
80
3,85
3,69
1,50
1,92
3,77
2,31
2,56
1,81
2,15
80
85
3,92
3,81
1,63
2,00
3,82
2,51
2,75
1,94
2,27
85
90
4,00
3,88
1,84
2,08
3,89
2,75
2,94
2,15
2,42
90
93
4,00
3,94
2,00
2,17
3,93
2,94
3,09
2,31
2,52
93
95
4,00
4,00
2,25
2,31
3,95
3,06
3,31
2,44
2,67
95
97
4,00
4,00
2,51
2,62
4,00
3,25
3,44
2,64
2,86
97
99
4,00
4,00
2,97
3,40
4,00
3,63
3,75
3,05
3,15
99
N
525
525
525
525
525
525
525
525
525
N
Media 3,1036 2,9218
1,2799
1,4290
3,3291
1,8707
2,1537
1,3912
1,8052 Media
Dt
,72007 ,73915
,42501
,51391
,47229
,63559
,56421
,51659
,45199
Dt
Etm ,03143 ,03226
,01855
,02243
,02061
,02774
,02462
,02255
,01973 Etm
En la tabla 8 se muestra el Baremo Percentilar
General de los datos de padre, alcanzando una
Media (M) de 3,32 en la dimensión aceptación/
implicación y 1,81 en la dimensión de coerción /
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 194-207, 2013
204
PROPIEDADES PSICOMÉTRICAS DE LA ESCALA DE ESTILOS DE SOCIALIZACIÓN PARENTAL EN ESTUDIANTES DE SECUNDARIA
imposición. Asimismo se obtiene una Desviación
típica (Dt) en aceptación/ implicación de 0, 47 y la
dimensión de coerción imposición de 0, 45. En lo
concerniente al Error típico de la media (Etm) se
obtuvo en la dimensión de aceptación implicación
un valor de 0,21 y respecto a Coerción/
imposición de 0,197.
DISCUSIÓN
En el presente capítulo se discutirán los
resultados del análisis estadístico de la Escala de
estilos de socialización parental en la
adolescencia obtenidos de una muestra de
estudiantes de cuatro colegios nacionales de
secundaria del Distrito de Florencia de Mora en la
ciudad de Trujillo.
La importancia del presente trabajo se
centra en poder brindar a la comunidad científica
un instrumento válido y confiable en el Distrito
de Florencia de Mora, que permita estudiar con
mayor certeza los estilos de socialización
Parental. El valor de estudiar ello está sustentada
en los efectos negativos que trae consigo la
inadecuada interacción padre e hijo, según Musitu
y García (2004), aseguran que de ello va depender
como el niño asimila conocimientos, actitudes,
valores, costumbres, necesidades, sentimiento y
demás patrones culturales que caracterizaran para
toda la vida su estilo de adaptación al ambiente.
El objetivo principal de este estudio, es
analizar las características psicométricas de la
escala de estilos de socialización parental en la
adolescencia, creado por Musitu y Gracia en el
año 2001. Para la presente investigación, primero
se determinó la confiabilidad del instrumento,
encontrándose consistencia interna elevada, la
cual indica que los resultados obtenidos son
consistentes y no se deben al azar. Posteriormente
se paso a verificar la validez de constructo
mediante el análisis ítem – test, encontrándose que
los ítems son validos Lo que significa que todos
los ítems considerados miden la misma variable,
logrando medir, así, los estilos de socialización
parental. Y finalmente se hallaron los baremos
percentilares.
Tomando en cuenta el proceso de
adaptación de la escala de estilos de socialización
parental y respecto a la adaptación lingüística,
encontramos que, a pesar de que la prueba original
está construida con un lenguaje sencillo para que
pueda ser entendida por adolescentes de 12 a 18
años con niveles básicos de escolaridad (Musitu
& Garcia 2004), las particularidades lingüísticas
de la población estudiada hicieron necesaria esta
adaptación. Estos cambios se realizaron con la
finalidad de facilitar la lectura y la comprensión de
los ítems, sobre todo de los estudiantes de edades
entre 12 a 14 años. De esta manera, se realizaron
ligeras modificaciones a los enunciados, tratando
de que ellas no alteren el sentido original de los
mismos. En primer lugar, se modificaron las
palabras de uso poco frecuente en la zona. Así por
ejemplo, las palabras desastrado, boletín,
suspenso, estropeo, fueron cambiados por
respuestas, desaseado, libreta, mala calificación,
malograr y curso, respectivamente. (Ver anexo Nº
01)
Posteriormente, se pasó a verificar
mediante dos pruebas piloto en una muestra de 30
personas con los mismos criterios a tomar en
cuenta en la muestra real (el cual se basa en una
muestra de 525 personas) considerada para este
estudio. A partir de esta prueba se calcula la
confiabilidad y la validez inicial del instrumento.
La primera prueba era con el fin de observar si los
ítems eran comprensibles para la población a la
que está dirigida y la segunda verificar si los
cambios resultaron favorables para la validez de
constructo y confiabilidad. Finalmente
se
corroboraron la mayoría de los cambios
dispuestos que permitieron elaborar el inventario
definitivo. (Ver anexos 02)
Por ende, se pasó a evaluar dicha escala
en una muestra de 525 personas, conformada por
243 estudiantes masculinos y 282 mujeres, las
cuales oscilaron entre 12 a 18 años, perteneciente
a 4 Instituciones educativa estatales del nivel
secundario, del Distrito Florencia de mora.
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 194-207, 2013
205
JARA K.
Respecto a la confiabilidad de la Escala
de estilo de socialización parental, pudo ser
determinada mediante el método de consistencia
interna con el coeficiente Alpha de Cronbach, que
según Hernández, et al. 2006, indica que los
resultados obtenidos dan indicios a
una
consistencia elevada, es decir, la covariación
establecida se debe a una situación real y que estos
ítems miden una única variable y si lo aplicamos
por más de una vez a un mismo elemento entonces
obtendríamos iguales resultados. Ya en
investigaciones anteriores reportan, en cuanto a la
evaluación de la consistencia interna, un buen
grado de confiabilidad del instrumento con el
mismo estadístico y en una población similar
(adolescentes), tales como las López, Jáuregui y
Oliden (2009), Martínez, García, Musit y Yubero
(2012) y Bulnes, Ponce, Huerta, Álvarez,
Santiváñez, Atalaya, Aliaga y Morocho (2008),
quienes en sus estudios obtuvieron coeficientes de
confiabilidad altamente aceptables en ambas
dimensiones, tanto en padre y madre, en la
dimensión de
aceptación/ implicación los
puntajes oscilaron entre ,91 y ,92, mientras que
en las subescalas de esta dimensión el valor
mínimo es de ,91 y máximo ,95. En la dimensión
Coerción/ imposición oscilaron entre .92 y .93, y
en las subescalas el valor mínimo es ,87 y
máximo de ,94 respectivamente.
Se determina el análisis de confiabilidad
de la escala de estilos de socialización parental en
la adolescencia en estudiantes del distrito de
Florencia de Mora, a través del Coeficiente de
alpha de Cronbach, para el cual se realizó el
cálculo de la consistencia interna de ambas
dimensiones y sus 7 subescalas de madre y padre
conjuntamente, asimismo
se calcula ambas
dimensiones y sus 7 subescalas de manera
independiente de madre y padre, obteniendo
resultados satisfactorios en todas ellas. La
consistencia interna de las dimensiones de
manera global de padre y madre obtuvo en
aceptación/ implicación
0,914 y coerción/
imposición 0,963,
mientras que en las
subescalas fueron: Afecto, 0,916, Indiferencia,
0,931 Diálogo, 0,961, Displicencia,
0,902,
Coerción verbal, 0,940, Coerción física, 0,954 y
Privación, 0,939. En la dimensión aceptación/
implicación en madre y padre de manera
independiente se obtuvo una consistencia interna
de 0.86 y 0.88, mientras que en las subescalas de
esta dimensión fueron: Afecto, 0.92 y 0.94,
Indiferencia, 0.88 y 0.92, Diálogo, 0.94 y 0.95,
Displicencia, 0.88 y 0.85. En la dimensión
coerción/ imposición, obtuvo un alpha de
Cronbach de 94 y .95; mientras que en las
subescalas que miden esta dimensión fueron:
Coerción verbal, .90 y .92, Coerción física, .92 y
.94, y Privación, .91 y .90. Por lo que se puede
decir que la prueba alcanza una confiabilidad
entre aceptable y
altamente confiable
(Hernández, et al. 2006).
En este parte se señala la validez de
Constructo, según Alarcón (1991) considera
dentro de este concepto a las correlaciones ítemtest, es decir, la correlación de cada ítem con el
puntaje total del test y los diversos subtest con el
puntaje total de la prueba, ofreciendo información
respecto a la consistencia interna del test. Del cual
se obtuvo la correlación ítem-test, teniendo como
criterio, aquellos que obtuvieron una correlación
mayor a .20 (Klein, citado por Tapia & Luna
2010). En base a ello, tanto en padre y madre los
valores obtenidos en la dimensión de aceptación /
implicación oscilan entre .299 y .841, con la
excepción que un ítems perteneciente a la
subescala de displicencia (ítems 25) que obtuvo el
valor de, 117, el cual se decidió conservar para no
alterar la prueba en su conjunto. En la dimensión
coerción/ imposición los valores para madre y
padre oscilan entre .285 y .774. Por lo tanto, los
ítems de cada una de estas Subescalas evalúan una
forma de actuación del padre y madre de manera
consistente entre las distintas situaciones
planteadas a los hijos.
En base a todos los resultados obtenidos,
se realizaron baremos percentilares, asignando a
cada posible puntuación directa un valor que
indicaría el porcentaje de sujetos del grupo
normativo que obtienen puntuaciones iguales o
inferiores a las correspondientes directas.
Generando tablas de baremos percentilares
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 194-207, 2013
206
PROPIEDADES PSICOMÉTRICAS DE LA ESCALA DE ESTILOS DE SOCIALIZACIÓN PARENTAL EN ESTUDIANTES DE SECUNDARIA
generales, es decir, de la muestra completa, así
como también, tablas de los baremos percentilares
por sexo y edad
Para la elaboración de las tablas de
baremos por sexo se han tenido en cuenta las
diferencias estadísticamente significativas entre
los dos sexos. Se encontró que las dimensiones:
aceptación / implicación y coerción/ imposición
tanto en madre y padre, no son significativas
(Madre p= 0,229; p= 0,689), (Padre p= 0,181; p=,
0,897). Sin embargo en la subescala de
displicencia se encontró en madre y padre un
valor altamente significativo (p= 0.002), por lo
cual se
ha optado por presentar tablas
independientes por sexos, a sabiendas de que
algunos baremos son iguales para los hijos que
para las hijas. (Ver anexo 04)
En función a la variable edad, se encontró
diferencias altamente significativas
en la
dimensión aceptación/ implicación (Madre
p=,002) (Padre p=,042), sin embargo en la
dimensión de coerción / imposición no se
evidencia diferencias significativa (Madre
p=601); (Padre p= ,227). Por tal motivo, se
elabora un baremo general de ma0dre y padre, y
según la observación entre las variables se elabora
los baremos en función a la edad debido al grado
de significancia alcanzada en una dimensión. (Ver
anexo 06)
Se concluye que:
• Se alcanzó el objetivo planteado de
obtener sus propiedades psicométricas de forma
satisfactoria de la escala de estilos de
socialización parental de Musitu y García, en la
población de estudiantes entre 12 y 18 años del
Distrito de Florencia de Mora, demostrando su
adecuación en adolescentes de esta zona.
• El proceso de adaptación lingüística
permitió tener un instrumento con reactivos
comprensibles por los participantes de la muestra.
• Los coeficientes de correlación ítemtest fueron adecuados en su mayoría, a excepción
del ítem 25 de los datos de Padre.
• La escala de estilos de socialización
parental ha demostrado tener una alta consistencia
interna, pues los coeficientes de confiabilidad alfa
de Cronbach alcanzaron un nivel aceptable y
altamente confiable.
• En relación al sexo de los participantes,
se encontraron diferencias significativas en una
subescala
de
la dimensión
aceptación/implicación por ello se considero
pertinente hacer baremos.
• En función a la variable edad, se
encontró diferencias significativas en la
dimensión aceptación/ implicación, por ello se
considero pertinente hacer baremos y agrupar las
edades, donde se pudieron encontrar diferencias
significativas.
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208
ESCALA DAS ACTIVIDADES DE HÁBITOS DE LAZER: COMPARAÇÃO DE MODELOS
ESTRUCTURAIS EM FUNÇÃO DO SEXO, IDADE E TIPO DE ESCOLA
Nilton S. Formiga*, Gislaneo Melo**, Rebeca C. M. Pires***, Amanda V. V. S. Aguiar***
FACULDADE MAURICIO DE NASSAU - FMN – JP
UNIVESIDADE CATÓLICA DE BRASILIA – UCB
RESUMO
As atividades dos hábitos de lazer buscam, na prática do repouso, relações sociais e a diversão, que as
pessoas atinjam um equilíbrio psicossocial. Com isso, o lazer refere-se às maneiras de passar o tempo
livre, quando já se cumpriu os afazeres e compromissos cotidianos, atendendo as necessidades básicas
que vai desde o enriquecimento intelectual e cultural ao descanso. Presente estudo tem como objetivo a
avaliação da estrutura fatorial a escala de hábitos de lazer em função do sexo, idade e tipo de escola. A
amostra foi composta por 609 sujeitos, distribuídos equitativamente em homens e mulheres, de 12 a 18
anos de idade, de escola pública e particular da cidade de João Pessoa-PB. Eles responderam,
coletivamente, em sala de aula, a escala das atividades de hábitos de lazer e questões sócio-demográficas.
Através da análise de modelagem de equação estrutural, observaram-se indicadores estatísticos que
confirmaram a estrutura trifatorial (lazer instrutivo, lúdico e hedonista) em função do sexo, idade e tipo de
escola, se assemelhando a estrutra já previamente encontrada em outros estudos no contexto brasileiro
Palavras-Chave: Hábitos de lazer; Estrutura fatorial; Jovens
LEISURE HABITS ACTIVITIES SCALE: STRUCTURAL MODELS COMPARISON IN
SEX, AGE AND TYPE OF SCHOOL ROLE.
ABSTRACT
The activities of leisure habits seek, in practice, social relationships and entertainment, that would make
people reach a psychosocial balance. With that, the leisure refers to the ways of spending free time, when
people have already complied with their daily chores and appointments, meeting their basic needs ranging
from the intellectual and cultural enrichment to actual rest. The present study aims to evaluate the factor
structure of the scale of leisure habits by gender, age and type of school. The test consisted of 609
individuals, equally distributed both men and women, from 12 to 18 years of age, from public and private
schools in the city of João Pessoa-PB. They answered collectively in the classroom, the activities of
leisure habits scale and socio-demographic questions. Through the analysis of structural equation
modeling, it has been observed statistical indicators which confirmed the trifactorial structure (leisure
instructive, enjoyment and hedonistic) by gender, age and school type, resembling format previously
found in other studies in the brazilian context.
Keywords: Leisure Habits; Factorial Structure; Youth.
* NOTA DO AUTOR: Doutor em Psicologia Social pela Universidade Federal da Paraíba. Atualmente é professor do curso de Psicologia na
Faculdade Mauricio de Nassau – JP. Endereço para correspondência: Avenida Guarabira, 133. Bairro de Manaíra. CEP.: 58038-140. João
Pessoa - PB. Brasil. E-mail: [email protected].
** Doutora em Educação Física. Professora do Mestrado e Doutorado em Educação Física e do Mestrado em ***Gerontologia da
Universidade Católica de Brasília (UCB). E-mail: [email protected]
Alunas do curso de Psicologia na Faculdade Mauricio de Nassau – JP.
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 208-219, 2013
209
FORMIGA N, MELO G, C. M. R, V. S. A.
ESCALA DE ACTIVIDADES DE OCIO: COMPARACIÓN DE MODELOS
ESTRUCTURALES SEGÚN SEXO, EDAD, Y TIPO DE ESCUELA
RESUMEN
Las actividades de ocio buscan en la práctica diaria que las relaciones sociales y la diversión en las
personas lleguen a un equilibrio psicosocial. El ocio se refiere a formas de pasar el tiempo libre, luego de
haber cumplido con las tareas y responsabilidades diarias, satisfacer las necesidades básicas, así como el
enriquecimiento intelectual y cultural. Este estudio tiene como objetivo evaluar la estructura factorial de
la escala de hábitos de ocio basadas en el género, edad y tipo de escuela. La muestra estuvo constituida por
609 sujetos, distribuidos por igual en hombres y mujeres, de 12-18 años de edad, de escuelas públicas y
privadas en la ciudad de João Pessoa -PB. Ellos respondieron colectivamente en el aula, la escala de los
hábitos de ocio y los datos socio- demográficos. A través del análisis de los modelos de ecuaciones
estructurales, observamos indicadores estadísticos confirmaron la estructura de tres factores (ocio
didáctico, lúdico y hedonista) por sexo, edad y tipo de escuela, se asemeja a lo encontrado previamente en
otros estudios en el contexto de Brasil.
A dinâmica juvenil tem conduzido
pesquisadores e leigos a refletirem sobre os
motivos e conseqüências das condutas
socialmente desejáveis entre os jovens e sua
contribuição na construção e organização de
fatores psicológicos, sociais e interpessoais na
vida dos jovens e seu entorno psicossocial. Dentre
os fenômenos surgidos nessa dinâmica, tem
chamado à atenção as formas e tipos de diversão
que os jovens vêm aderindo atualmente; tem
observado que o lazer vem se associando aos
traços de personalidade da busca de sensação e a
conduta desviante, bem como, politicas de
esporte, referências existenciais e da realização de
si, etc., levando pesquisadores da psicologia e
áreas afins focarem na mensuração e
compreensão dos hábitos de lazer e na predição de
variáveis psicológicas e sociais como fator
explicativo da saúde psicossocial entre os jovens
na experiência da diversão (Formiga, 2010;
Formiga, 2011; Melo, 2013; Puke & Marcelino,
2013).
A literatura sobre o tema apresenta
reflexões em relação ao que, como e onde fazer
com o espaço, o tempo e as pessoas que querem se
divertir. Sendo assim, julga-se importante à
avaliação de um construto que objetivo mensurar
os hábitos de lazer entre os jovens; essa condição
se deve porque, no cotidiano e seu entorno sócio-
humano, pode-se proporcionar atividades capazes
de construir hábitos, seja, especificamente, para o
indivíduo ou para um grupo, formando costumes,
normas , etc. geradores de prazer ou
aborrecimento, de informação e envolvimento
social; estes, tanto convergiriam para a relação
positiva na dinâmica interpessoal, quanto
negativa, sendo esta ultima destinada apenas ao
cumprimento e realização do prazer exclusivo de
um sujeito (Andrade, 2001; Dumazedier, 1999;
Formiga, Melo & Lima, 2013; Pais, 1998;
Perreira, 1987; Marcelino, 1998; Marcelino,
2000; Requixá, 1974; Sampaio & Silva, 2011;
Werneck, 2000).
Desta forma, enfatiza-se que no lazer é
necessário um investimento e dedicação pessoal,
mas, que contemple também, objetivos comuns de
grupalidade, soluções de conflitos, maturidade
etc., isto é, cada pessoa, mesmo com diferentes
maneiras de passar o seu tempo livre,
principalmente, quando já se cumpriu os afazeres
e compromissos cotidianos, deverá ter a forma do
lazer como uma meta, com esta atendendo as suas
necessidades básicas fomentadoras da saúde e
organização psicossocial, por exemplo: repouso,
diversão ou de enriquecimento intelectual e
cultural; mas, também, contribua para a saúde do
seu entorno social e institucional (família e
escola) (Formiga, Ayroza & Dias, 2005; Formiga,
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 208-219, 2013
210
ESCALA DAS ACTIVIDADES DE HÁBITOS DE LAZER: COMPARAÇÃO DE MODELOS ESTRUCTURAIS EM FUNÇÃO DO SEXO, IDADE E TIPO DE ESCOLA
Bonato & Sarriera, 2011).
A preocupação de um estudo nesta
direção se deve ao fato de que, acompanhando a
mídia em geral, observa-se uma quantidade de
comportamentos de diversão que vem revelando a
quebra de normas sociais e risco a vida
interpessoal, justificando sua existência por meio
de uma insuficiente satisfação com o tempo, tipo e
intensidade na diversão, isto é, refere-se a falta de
um sentimento de estar livre o bastante para
buscar o prazer e a sensação “real” do
divertimento, já que, provavelmente, estas
experiências têm sua base na concepção dos
jovens, como algo próprio da idade deles: arriscarse, testar-se, desrespeitar, experimento “tudo”
(Formiga, Bonato & Sarriera, 2011).
De forma geral, um hábito de lazer
corresponde ao que o sujeito aprendeu e
apreendeu durante o seu desenvolvimento com os
pares de iguais ou pares sócio-normativos (pais,
professores, familiares), repetindo e levando ao
costume, a uma atividade rotineira de descanso
(por exemplo: o gosto pela leitura, às práticas
religiosas, participação em festas, etc.). Esses
hábitos, hipoteticamente, devem contribuir para o
que jovem se estruture e organize-se na dinâmica
entre o fazer e o pensar da prática do repouso e
relações sociais; mas, também, os hábitos de lazer
deverão apresentar-se como atitudes favoráveis
para a identidade social e humana; isto é,
organizar o jovem mais em relação ao SER do que
ao TER, conduzindo tais sujeitos na hora de se
divertir, estar incluso em um sistema de
desenvolvimento psíquico e social, capaz de
confrontar medos, vontades, valores, emoção, etc.
com vista a uma vida saudável psicossocialmente
(Formiga, Ayroza & Dias, 2005; Formiga & Dias,
2008).
A partir dessas reflexões, realizou-se nos
sites Scielo e IndexPsi de produção cientifica na
área da Psicologia e áreas afins uma pesquisa com
as com as seguintes combinações de palavraschaves: hábitos de lazer, escala, jovens; lazer,
medida, adolescentes; escala, adolescentes,
diversão (IndexPsi, 2013; Scielo, 2013); nesta
pesquisa pretendeu-se averiguar a existência de
estudos que contemplasse uma escala que
mensurasse os hábitos de lazer, condição essa que
revelou apenas a existência da escala das
atividade de hábitos de lazer desenvolvida por
Formiga, Ayroza e Dias (2005); estes,
desenvolveram uma escala, a qual, foi composta
por vinte quatro itens que avaliavam as atividades
de lazer assumidas pelos jovens quando estes
haviam cumprido todas as atividades
consideradas importantes e obrigatórias exigidas
pela família, escola, etc. (por exemplo, estudar,
visitar familiares, etc.). Realizando uma análise
fatorial exploratória dos componentes principais,
eles observaram a existência de três fatores, cada
um com conceitos específicos:
- O primeiro deles descrito como Hábito
de Lazer Hedonista (Este fator, diz respeito aos
hábitos de consumo que enfatizam o prazer
individual e imediato como único bem possível do
indivíduo; por exemplo, Ir a shows, teatro, etc; Ir
ao cinema; Navegar na internet, etc.);
- O segundo fator, Hábito Lúdico (Referese a utilização de jogos, brinquedos, passeio e
divertimentos em geral, apresentando um caráter
instrumental do lazer e de envolvimento
emocional positivo; por exemplo, Praticar
esportes; Assistir programas de televisão; Jogar
vídeo games, jogos de ação ou aventura etc.);
- Por fim, o terceiro, Hábito Instrutivo
(Enfatizando a experiência de aperfeiçoamento e
crescimento desenvolvido pelos sujeitos
tornando-os capaz de certas escolhas de lazer
diferenciadas e exclusivas para eles, como
também, pode assumir uma atividade quanto a
transmissão, habilitação e ensino de
conhecimentos; por exemplo, Ler livros; Ler
revistas; Visitar familiares etc.).
Partindo dessa organização fatorial,
Formiga, Bonato e Sarriera (2011) e Formiga
(2012), atentando para os limites da aleatoriedade
fatorial da análise dos componentes principais,
realizaram uma análise estatística mais robusta
(análise de modelagem estrutural) com o objetivo
de comprovar tanto a perspectiva conceitual
apresentada pelos autores supracitados, quanto a
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 208-219, 2013
211
FORMIGA N, MELO G, C. M. R, V. S. A.
dimensão estrutural dessa medida. Em ambos os
estudos observaram-se que a escala foi
consistente e fidedigna em amostras de diferentes
estados brasileiros; porém, nas análises
estatísticas realizadas pelos autores, revelou a
necessidade de reduzir a escala de 24 para 15
itens, pelo motivo de alguns itens terem
apresentados escores lambdas muito baixos ou
negativos nas associações item-fator. Nesta nova
organização (a de quinze itens), observou-se que
estes, estiveram distribuídos de forma lógica entre
os três fatores, mas, que os indicadores de
consistência estrutural estiveram dentro do
intervalo estatístico exigido pela literatura (Hair,
Anderson, Tatham & Black, 2005; Van De Vijver
& Leung, 1997)
A fim de corroborar a estrutura
psicométrica salientada no parágrafo acima,
Formiga, Melo e Lima (2013) realizaram um
estudo com jovens atletas (esportes de competição
nas modalidades de basquetebol, voleibol,
handebol e futsal) e não atletas, respectivamente,
na cidade de Teresina-PI e João Pessoa-PB, com
mesmo instrumento de hábitos de lazer; estes
autores observaram estrutura fatorial semelhante
à encontra em outros estudos com essa escala,
porém, uma condição merece ser destacada:
apesar de se observar associação lambdas
positivos entres os fatores e fidedignidade da
escala em questão, a análise de variância revelou
que os jovens não atletas tiveram médias maiores
nos fatores lúdico e instrutivos dos lazer quando
comparados aos jovens atletas, mas, no fator
hedonista, estes últimos sujeitos pontuaram mais
alto do que os não atletas. Estes resultados não
apenas comprovam a variação do tipo de lazer
experimentado pelos sujeitos; mas, também, o
atleta, mesmo aderindo a um momento de
diversão, provavelmente assumirá esta em termos
“de prazer individual e imediato como único bem
possível, o qual, mesmo sendo visto como algo
negativo, tem para esses sujeito função na
dinâmica esportiva a busca do sucesso e o êxito”
(Formiga, Melo & Lima, 2013; 15-16)
Considerando os resultados das análises
de modelagem estrutural para escala de hábitos de
lazer nos estudos supracitados, observou-se um
limite avaliativo neles: mesmo que em todos estes
estudos a escala revele indicadores psicométricos
que garantiram a estrutura dessa medida em
jovens, não se encontra uma análise, em relação ao
segurança desse instrumento, em amostras
seccionadas de variáveis sócio-demográicos [por
exemplo, idade (sujeitos mais novos e mais
velhos), sexo, tipo de escola]; tomando como base
o raciocínio do estudo de Formiga, Melo e Lima
(2013), no qual tanto indicadores psicométricos
quanto escores associativos se diferenciaram em
termos da amostra, espera-se que no presente
estudo resultado em direção semelhante seja
observardo, pois, não apenas procura-se garantir a
organização do construto e a estrutura fatorial da
escala das atividades dos hábitos de lazer, mas,
compreender a distribuição e manutenção do lazer
em diferentes amostras sócio-demográficas.
MÉTODO
Participantes
O presente estudo trata-se de uma
pesquisa de campo, o qual tem o foco quantitativo
e comparativo; nesta, participara 609, distribuídos
equitativamente em homens (49%) e mulheres
(51%), de 12 a 18 anos de idade, de escola pública
(62%) e particular (38%) da cidade de João
Pessoa-PB compuseram a amostra. Esta amostra
foi intencional, pois, considerou-se a pessoa,
quando consultada, dispusera-se a colaborar em
responder o questionário a ela apresentado.
Instrumento
Os participantes responderam um
instrumento que constava:
- Escala das Atividades de Hábitos de
Lazer - EAHL (Anexo). Elaborado originalmente
em português por Formiga, Ayroza e Dias (2005),
o instrumento é composto por 24 itens que
avaliam as atividades de lazer assumido por cada
sujeito a respeito da sua ocupação quando não se
está fazendo nada (por exemplo, Ler livros, Ler
revistas, Ir a igreja, Navegar na internet, Comprar
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 208-219, 2013
212
ESCALA DAS ACTIVIDADES DE HÁBITOS DE LAZER: COMPARAÇÃO DE MODELOS ESTRUCTURAIS EM FUNÇÃO DO SEXO, IDADE E TIPO DE ESCOLA
roupas, etc.). Para respondê-lo a pessoa deve ler
cada item e indicar com que freqüência ocupa seu
tempo quando está sem fazer nada, depois de
todas suas obrigações cumpridas, utilizando para
tanto uma escala de seis pontos, tipo Likert, com
os seguintes extremos: 0 = Nunca e 5 = Sempre
(ver Anexo).
A escala revelou, a partir de uma análise
exploratória, a existência de três fatores:
Instrutivo, Lúdico e Hedonismo. Os indicadores
de consistência interna estiveram,
respectivamente, entre 0,63 a 0,80. Em um estudo
em 2011, Formiga, Bonato e Sarriera (2011), a
partir da analise de modelagem estrutural propôs a
redução da escala para quinze itens, observaram a
consistência estrutural desta escala em diferentes
Estados brasileiros (João Pessoa-PB, Porto
Alegre-RS, Palmas-TO) revelando indicadores
psicométricos aceitáveis pela literatura sobre o
tema (Hair, Anderson, Tatham & Black, 2005; Van
De Vijver & Leung, 1997).
Uma folha separada foi anexada ao
instrumento onde eram solicitadas informações de
caráter sócio-demográfico (por exemplo, idade,
sexo, estado civil e classe social).
Procedimentos
Todos os procedimentos adotados nesta
pesquisa seguiram as orientações previstas na
Resolução 196/96 do CNS e na Resolução
016/2000 do Conselho Federal de Psicologia para
as pesquisas com seres humanos (CNS, 1996;
ANPEPP, 2000).
Administração
Procurou-se definir um mesmo
procedimento padrão científico e ético que
consistia em aplicar a escala de atividades de
hábitos de lazer coletivamente em sala de aula ou
individualmente quando os sujeitos eram
esportistas. Colaboradores com experiência na
administração de questionários ficaram
responsáveis pela coleta dos dados, os quais se
apresentavam em sala de aula ou individualmente
como interessado em conhecer as opiniões e os
comportamentos das pessoas sobre seus hábitos
de lazer no dia a dia.
Foi solicitado aos respondentes a sua
colaboração voluntária deles no sentido de
responderem um questionário breve. Dizia-lhes
que não havia resposta certa ou errada, e que
respondesse individualmente, a todos era
assegurado o anonimato das suas respostas, que
seriam tratadas em seu conjunto. Apesar do
questionário ser auto-aplicável, contando com as
instruções necessárias para que possam ser
respondidos, os colaboradores na aplicação
estiveram presentes durante toda a aplicação para
retirar eventuais dúvidas ou realizar
esclarecimentos que se fizessem indispensáveis.
Um tempo médio de 25 minutos foram suficientes
para concluir essa atividade.
Quanto à análise dos dados, tomando com
base o estudo de Formiga, Ayroza e Dias (2005) e
Formiga, Bonato e Sarriera (2011), a partir da
análise exploratória e confirmatória realizada por
esses autores, efetuou-se uma análise de
modelagem estrutural, pretendendo testar a
adequação do modelo multidimensional já
encontrada em outras amostras, mas, objetivando
avaliar semelhante estrutura com amostra de
sujeitos esportistas e não esportistas.
Considerou-se como entrada a matriz de
covariâncias, tendo sido adotado o estimador ML
(Maximum Likelihood). Este tipo de análise
estatística é mais criterioso e rigoroso do que a
desenvolvida em um primeiro estudo por Formiga
e cols. (2005); isto permite testar diretamente uma
estrutura teórica a que se propõem neste estudo.
Esta análise apresenta alguns índices que
permitem avaliar a qualidade de ajuste do modelo
proposto (Bilich, Silva & Ramos, 2006; Byrne,
1989; Garson, 2003; Hair, Anderson, Tatham &
Black, 2005; Kelloway, 1998; Van De Vijver &
Leung, 1997), por exemplo:
χ² (qui-quadrado) testa a probabilidade de
o modelo teórico se ajustar aos dados; quanto
maior este valor pior o ajustamento. Este tem sido
pouco empregado na literatura, sendo mais
comum considerar sua razão em relação aos graus
de liberdade (χ²/g.l.). Neste caso, valores até 3
indicam um ajustamento adequado; RMR - indica
o ajustamento do modelo teórico aos dados, na
medida em que a diferença entre os dois se
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 208-219, 2013
213
FORMIGA N, MELO G, C. M. R, V. S. A.
aproxima de zero (0); GFI e o AGFI são análogos
ao R² em regressão múltipla. Portanto, indicam a
proporção de variância–covariância nos dados
explicada pelo modelo. Estes variam de 0 a 1, com
valores na casa dos 0,80 e 0,90, ou superior,
indicando um ajustamento satisfatório; RMSEA,
com seu intervalo de confiança de 90% (IC90%),
é considerado um indicador de “maldade” de
ajuste, isto é, valores altos indicam um modelo
não ajustado. Assume-se como ideal que o
RMSEA se situe entre 0,05 e 0,08, aceitando-se
valores de até 0,10; CFI - compara de forma geral
o modelo estimado e o modelo nulo, considerando
valores mais próximos de um como indicadores
de ajustamento satisfatório; TLI    apresenta
uma medida de parcimônia entre os índices do
modelo proposto e do modelo nulo. Varia de zero a
um, com índice aceitável acima de 0,90; ECVI e o
CAIC são indicadores geralmente empregados
para avaliar a adequação de um modelo
determinado em relação a outro. Valores baixos do
ECVI e CAIC expressam o modelo com melhor
ajuste.
RESULTADOS E DISCUSSÃO
No presente estudo, buscou-se avaliar a
estrutura da Escala das atividades dos hábitos de
lazer (EAHL) em função de sexo, idade e tipo de
escola em jovens brasileiros. A titulo de
lembrança para o leitor, com base na proposta
fatorial de Formiga, Ayrosa e Dias (2005),
Formiga, Bonato e Sarriera (2011) e Formiga
(2012): hábitos de lazer hedonistas (HL 01, HL 02,
HL 03, HL 04, HL 05, HL 06, HL 07), hábitos de
lazer lúdicos (HL 08, HL 09, HL 10, HL 11) e
hábitos de lazer instrutivos (HL 12, HL 13, HL 14,
HL 15) (ver anexo).
Inicialmente, procurou-se avaliar a
consistência interna do instrumento; considerouse para isso, a relação entre item-fator e itempontuação total tanto para a amostra total, sexo,
idade e tipo de escola (ver tabela 1), bem como os
alfas de Crombach (). No que se refere às
correlações entre os itens com os seus respectivos
fatores e com a pontuação total, observaram-se
escores correlacionais que variou de 0.37 a 0.72,
todos significativos. Em relação aos alfas, estes
variaram de 0.62 a 0.77, distribuídos entre a
amostra total e na especificidade de cada amostra
(idade, sexo e escola). Os resultados revelaram
escores estatísticos (correlação e alfa) não
somente no intervalo esperado, mas, convergente
ao que esperava; pois, todas as relações foram
significativas e acima de 0.30 (isto é, do limite de
moderação). Na mesma direção de raciocínio
podem ser considerados os escores alfas.
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 208-219, 2013
214
ESCALA DAS ACTIVIDADES DE HÁBITOS DE LAZER: COMPARAÇÃO DE MODELOS ESTRUCTURAIS EM FUNÇÃO DO SEXO, IDADE E TIPO DE ESCOLA
Tabela 1
Indicadores psicométricos da estrutura fatorial da escala das atividades de hábitos.
Fatores†
Lazer Hedonista
Item 1
Item 2
Item 3
Item 4
Item 5
Item 6
Item 7
Lazer Lúdico
Item 8
Item 9
Item 10
Item 11
Lazer Instrutivo
Item 12
Item 13
Item 14
Item 15
Amostra
Total
ri.p
ri.f
a = 0.77
0.47 0.48
0.69 0.58
0.65 0.50
0.58 0.47
0.63 0.56
0.51 0.42
0.72 0.58
a = 0.67
0.53 0.70
0.47 0.69
0.44 0.64
0.53 0.64
a = 0.69
0.37 0.64
0.43 0.71
0.45 0.72
0.48 0.60
IDADE
Amostra
Amostra
12 a 14 anos 15 a 18 anos
ri.p
ri.f
ri.p
ri.f
a = 0.74
0.30
0.36
0.61
0.70
0.48
0.69
0.51
0.60
0.58
0.66
0.51
0.59
0.61
0.74
a = 0.69
0.52
0.75
0.40
0.69
0.44
0.63
0.55
0.68
a = 0.70
0.35
0.68
0.49
0.77
0.47
0.75
0.43
0.64
a = 0.71
0.38
0.39
0.57
0.69
0.52
0.63
0.46
0.57
0.55
0.61
0.39
0.46
0.58
0.72
a = 0.65
0.50
0.67
0.35
0.70
0.44
0.65
0.48
0.62
a = 0.66
0.36
0.61
0.40
0.68
0.44
0.71
0.50
0.59
SEXO
Amostra
Amostra
Homem
Mulher
ri.p
ri.f
ri.p
ri.f
a = 0.73
0.41 0.38
0.61 0.73
0.55 0.67
0.55 0.64
0.62 0.63
0.44 0.57
0.59 0.71
a = 0.66
0.49 0.57
0.36 0.60
0.52 0.64
0.49 0.69
a = 0.65
0.37 0.66
0.42 0.74
0.40 0.76
0.53 0.58
a = 0.69
0.35 0.37
0.54 0.66
0.45 0.61
0.40 0.50
0.53 0.62
0.42 0.50
0.59 0.73
a = 0.63
0.54 0.74
0.47 0.71
0.42 0.64
0.49 0.68
a = 0.68
0.38 0.58
0.44 0.73
0.52 0.65
0.42 0.60
ESCOLA
Amostra
Amostra
Esc.Pub.
Esc. Priv.
ri.p
ri.f
ri.p
ri.f
a = 0.71
0.37 0.36
0.58 0.68
0.49 0.61
0.50 0.62
0.57 0.62
0.40 0.48
0.59 0.70
a = 0.63
0.53 0.67
0.38 0.69
0.42 0.62
0.51 0.61
a = 0.68
0.33 0.59
0.42 0.69
0.47 0.71
0.45 0.59
a = 0.70
0.40 0.39
0.56 0.68
0.50 0.71
0.45 0.57
0.52 0.63
0.42 0.46
0.53 0.72
a = 0.66
0.51 0.75
0.36 0.71
0.46 0.68
0.53 0.69
a = 0.67
0.38 0.71
0.46 0.76
0.42 0.75
0.53 0.62
Notas. p > 0,05. ri.p = correlação item-pontuação total; ri.f = correlação item-fator; Esc. Pub. = Escola Publica; Esc. Priv. =
Escola Privada; a = Alfas Crombach. † = Escala em anexo.
Ao enfatizar os cálculos aqui propostos, é
possível destacar a consistência internar das
escala, mesmo em distintas amostras, estes,
revelaram convergência aos estudos sobre a
referida escala (por exemplo, Formiga, 2005;
Formiga, Ayrosa & Dias, 2005; Formiga, Bonato
& Sarriera, 2011; Formiga, 2012), garantido à
fidedignidade fatorial e, consecutivamente, a
relação item-fator e entre os fatores; apesar desses
resultados, neles, existe um inconveniente: esta
análise pauta-se estritamente nos dados obtidos
não considerando um modelo teórico fixo que
oriente a extração das dimensões latentes e muito
menos têm o poder de apresentar qualquer
indicação sobre a bondade de ajuste do modelo.
Estas técnicas têm a clara vantagem de levar em
conta a teoria para definir os itens pertencentes a
cada fator, bem como, apresenta indicadores de
bondade de ajuste que permitem decidir
objetivamente sobre a validade de construto da
medida analisada.
Este condição sugere dois resultados que
podem ser esperados ao trabalhar com a análise de
equação estrutural: 1- estimativa da magnitude
dos efeitos estabelecida entre variáveis, as quais
estão condicionadas ao fato de o modelo
especificado (isto é, o diagrama) estar correto, e 2
- testar se o modelo é consistente com os dados
observados, a partir dos indicadores estatísticos,
podendo dizer que resultado, modelo e dados são
plausíveis, embora não se possa afirmar que este é
correto (Farias & Santos, 2000). Atende-se assim,
não a certeza total do modelo, mas, a sua
probabilidade sistemática na relação entre as
variáveis.
Um dos principais objetivos das técnicas
multivariadas – neste caso, considera-se a
modelagem de equação estrutural - é expandir a
habilidade exploratória do pesquisador e a
eficiência estatística e teórica no momento em que
se quer provar a hipótese levantada no estudo.
Apesar das técnicas estatísticas tradicionais
compartilharem de limitações, nas quais, é
possível examinar somente uma relação entre as
variáveis, é de suma importância para o
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 208-219, 2013
215
FORMIGA N, MELO G, C. M. R, V. S. A.
pesquisador o fato de ter relações simultâneas;
afinal, em alguns modelos existem variáveis que
são independentes em algumas relações e,
dependentes em outras.
A fim de suprir esta necessidade, a
modelagem de equação estrutural examina uma
série de relações de dependência simultâneas, esse
método é particularmente útil quando uma
variável dependente se torna independente em
relações subseqüentes de dependência (Silva,
2006; Hair, Anderson, Tatham & Black, 2005). A
partir da avaliação da consistência interna (ver
tabela 1), partiu-se para calcular a validade de
construto comparando o modelo alternativo
(unifatorial) com modelo esperado (trifatorial).
Para isso, efetuou-se no AMOS GRAFICS, versão
16.0, a escala das atividades dos hábitos de lazer;
neste, gerou-se uma análise fatorial confirmatória
e modelagem de equação estrutural para as
referidas amostras (amostra total, sexo, idade e
tipo de escola).
Optou-se por deixar livre as covariâncias
(phi, φ) entre os fatores, com isso, os indicadores
de qualidade de ajuste do modelo para todas as
amostras se mostraram próximas as
recomendações apresentadas na literatura. Os
resultados obtidos nestas análises (ver tabela 2)
revelaram que o modelo trifatorial é o mais
adequado para mensurar as atividades dos hábitos
de lazer em jovens na amostra total e nas
respectivas secções amostrais. No modelo
trifatorial, pode-se observar que os indicadores
psicométricos foram melhores do que os
observados na estrutura unifatorial, pois, todos
apresentaram resultados dentro do intervalo
exigido na literatura (Byrne, 1989; Hair;
Anderson; Tatham & Black, 2005; Van De Vijver
& Leung, 1997).
Tabela 2
Indicadores psicométricos da estrutura fatorial da escala das atividades de hábitos.
Modelos
Fatoriais
Unifatorial*
Idade
Sexo
Escola
Amostra
Total
Amostra
12 a 14 anos
Amostra
15 a 18 anos
Amostra
Homens
Amostra
Mulheres
Escola
Publica
Escola
Privada
c²/gl
RMR
GFI
AGFI
CFI
TLI
6.12
0.14
0.92
0.84
0.78
0.63
3.30
0.19
0.88
0.76
0.74
0.56
3.72
0.13
0.92
0.86
0.82
0.69
4.42
0.18
0.87
0.79
0.70
0.59
2.73
0.15
0.90
0.85
0.79
0.71
2.16
0.15
0.92
0.90
0.91
0.85
3.78
0.20
0.88
0.78
0.72
0.55
2.27
0.05
0.98
0.97
0.99
0.95
1.50
0.06
0.96
0.94
0.99
0.96
1.21
0.07
0.98
0.95
0.99
0.97
1.33
0.09
0.97
0.94
0.98
0.96
1.07
0.08
0.97
0.95
0.99
0.99
1.10
0.07
0.98
0.94
0.99
0.99
1.30
0.09
0.97
0.95
0.98
0.96
RMSEA
(intervalo)
0.09
(0.08-0.11)
0.11
(0.07-0.09)
0.08
(0.09-0.12)
0.11
(0.10-0.12)
0.08
(0.06-0.09)
0.06
(0.04-0.04)
0.11
(0.09-0.12)
CAIC
811.94
577.67
643.05
626.98
494.71
517.00
590.74
ECVI
(intervalo)
0.80
(0.71-0.97)
1.54
(0.75-0.98)
0.86
(1.35-1.76)
1.40
(1.22-1.61)
0.98
(0.85-1.14)
0.67
(0.58-0.77)
1.52
(1.32-1.74)
Trifatorial**
Idade
Sexo
Escola
Amostra
Total
Amostra
12 a 14 anos
Amostra
15 a 18 anos
Amostra
Homens
Amostra
Mulheres
Escola
Privada
Escola
Publica
Notas. * p > 0,05.
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 208-219, 2013
0.02
(0.01-0.04)
0.01
(0.01-0.03)
0.02
(0.01-0.04)
0.03
(0.01-0.05)
0.01
(0.01-0.04)
0.02
(0.01-0.05)
0.03
(0.01-0.04)
545.80
349.72
509.78
494.23
385.50
379.50
477.18
0.33
(0.30-0.37)
0.79
(0.78-0.91)
0.49
(0.46-0.55)
0.66
(0.60-0.75)
0.57
(0.55-0.64)
0.62
(0.58-0.71)
0.52
(0.47-0.60)
216
ESCALA DAS ACTIVIDADES DE HÁBITOS DE LAZER: COMPARAÇÃO DE MODELOS ESTRUCTURAIS EM FUNÇÃO DO SEXO, IDADE E TIPO DE ESCOLA
Considerando as saturações (Lambdas,
λ), todas estiveram dentro do intervalo esperado |0
- 1| e são estatisticamente diferentes de zero (t >
1,96, p < 0,05) denotando-se, para todos as
amostras, não existir problemas de estimativa
para corroborar a existência dos três fatores
avaliadores das atividades dos hábitos de lazer em
diferentes jovens, especialmente, nas amostras da
idade, sexo e tipo de escola.
De forma geral, as associações entre as
dimensões foram positivas, o que significa dizer
que na existência de uma dessas formas de lazer,
possivelmente, as demais influenciarão as outras
formas. A fim de facilitar a leitura da associação
entre esses fatores dos hábitos de lazer, na tabela 3,
podem ser observadas as associações Lambdas (λ)
entre os fatores dos hábitos de lazer, as quais,
interdependentes, condição essa, que corrobora o
modelo proposto.
Tabela 3
Associações lambdas () entre as dimensões da escala das atividades de hábitos.
HLI
HLL
HLH
1
-0.38
0.42
Amostra a
2
3
-0.48
--
1
-0.28
0.36
Amostra b
2
3
-0.54
--
1
-0.22
0.39
Amostra c
2
3
-0.42
--
1
-0.28
0.14
Amostra d
2
3
-0.60
--
1
-0.43
0.50
Amostra e
2
3
-0.40
--
1
-0.50
0.51
Amostra f
2
3
-0.64
--
1
-0.26
0.32
Amostra g
2
3
-0.28
--
Notas: a = Amostra total; b = Amostra 12 a 14 anos; c = Amostra 15 a 18 anos; d = Amostra Homem; e = Amostra Mulher; f
= Amostra escola publica; g = amostra escola privada . p > 0,05. HLI = Hábitos de lazer instrutivos; HLL = Hábitos de lazer
lúdico; HLH = Hábitos de lazer hedonistas.
A partir desses resultados, pode-se indicar
que, independente da especificidade amostral, o
modelo fatorial hipotitizado sobre as atividades
dos hábitos de lazer é adequado e fidedigno,
convergindo em semilaridade psicométrica a
outros resultados, já observados em estudos no
Brasil (Formiga, 2005; Formiga, Ayrosa & Dias,
2005; Formiga, Bonato & Sarriera, 2011;
Formiga, 2012). Na particularidade psicométrica,
neste estudo, os indicadores de ajuste CFI e TLI,
os quais são destinados a comparar o modelo nulo
ao modelo estimado, estes, foram maiores que
0.90 em todas as amostras para a medida
trifatorial; esse resultado é garantido pelo
indicador χ²/g.l. e RMR, indicando a
adequabilidade nos ajustes dos erros na medida
dos hábitos de lazer, estes indicadores, também
foram melhores no modelo trifatorial, estes,
garantidos pelo resultado do RMSEA.
Porém, é necessário esclarecer o
resultado do χ²/g.l, observado para o modelo
unifatorial e trifatorial; apesar destes revelarem
valores até 3, condição que indicam ajustamento
adequado, no conjunto dos indicadores
psicométricos, os demais sustentam mais
segurança para o modelo trifatorial, pois, não se
poderia tomar apenas um indicador, o qual
corresponderia a perspectiva teórica-empírica e
estaria dentro do intervalo exigido pela literatura,
para eliminar o modelo em defendido no estudo.
Com base nestes resultados, esse
construto, então, poderá ser assumido como
representação das atividades de hábitos de lazer
em jovens, considerando, a partir desses
resultados, que as atividades avaliadas no
instrumento referem-se à disposição que o jovem
tem ao repetir uma atitude com fins de distração
ou entretenimento, quando já se cumpriu com
todas as suas responsabilidades familiares ou
escolares, disposições estas, influenciadas seja
por ordem de alguém - pais ou responsáveis - ou
por sua própria iniciativa, representada por três
fatores, de acordo com o que teoricamente se
esperava, a saber:
- Hedonismo (refere-se aos hábitos que
assumem uma característica de consumo,
enfatizando prazer individual e imediato como
único bem possível do indivíduo para que alcance,
unicamente, seu próprio prazer), composto pelos
hábitos navegar na internet, ir a shows, teatro, etc.,
encontrar-se com alguém (paquera, amigos, etc.),
ir a bares, boates ou restaurantes, assistir
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 208-219, 2013
217
FORMIGA N, MELO G, C. M. R, V. S. A.
programas de televisão, comprar roupas, jogar
conversa fora, contar piadas, etc.
- Lúdico (diz respeito à utilização de
jogos, passeios e divertimentos em geral,
apresentando um caráter instrumental do hábito,
isto é, trata-se de um agir da diversão, podendo ser
experimentado sozinho ou em grupo, o qual
também pode ser capaz de gerar uma socialização
com outros quando vivido sozinho, por exemplo,
ao jogar qualquer esporte ou passear de bicicleta o
jovem poderá, nesse contexto, se relacionar com
outras pessoas) composto pelos hábitos passear de
bicicleta, patins, skate, etc., jogar vídeo game ou
jogos de ação e aventura, praticar esportes
(basquete, futebol, voleibol, etc), ir ao jardim
zoológico, reservas ecológicas, etc.
- Instrutivo (enfatizando a experiência de
aperfeiçoamento e crescimento desenvolvido
pelos sujeitos e tornando-os capazes de escolhas
de lazer diferenciadas e exclusivas para eles,
assumindo uma atividade quanto a transmissão,
habilitação e ensino de conhecimentos de forma
que conduza a debates e discussões frente ao saber
intelectual e de relação social e histórica familiar)
formado pelos hábitos ler livros, ler jornais, ler
revistas, visitar familiares (Formiga, Bonato &
Sarriera, 2011; p.411-412).
Os achados no presente estudo
não apenas garante a organização estrutural da
escala de hábitos de lazer na associação específica
entre item-fator, mas, também, que ao insistir na
qualidade e testagem do modelo previamente
observado, na sua trifatorialidade, em outros
estudos no Brasil com distintas perspectivas
metodológicas, estatísticas, demográficas e de
grupos sociais, busca-se com isso, apresentar
relevância na mensuração dos hábitos de lazer, já
que, ao consultar os sites de busca de artigos sobre
o tema, tendo as seguintes combinações de
palavras-chave: diversão, hábitos e jovens ou
adolescentes, hábitos e lazer e mais, escala, lazer
e adolescência (Index Psi, 2013; Scielo, 2013),
ainda não se encontrou instrumento sobre a
mensuração desse construto, a não ser o
instrumento dos estudos supracitados no presente
estudo.
Desta maneira, diferente dos resultados
psicométricos nas amostras avaliadas nos estudos
de Formiga (2005), Formiga, Ayrosa e Dias
(2005), Formiga, Bonato, Sarriera (2011) e
Formiga (2012), os indicadores observados no
presente estudo acrescentam mais uma
informação em relação a este instrumento, pois,
este foi avaliado, sequencialmente, na
comparação entre os modelos na seção amostral
revelando a segurança dessa medida em jovens.
Com isso, tanto é possível mensurar os hábitos de
lazer em jovens, quanto, ao salientar os resultados
deste estudo, poderá administrar este construto de
forma adequada a partir da organização das
variáveis (idade, sexo e escola).
Com isso, julga-se que o objetivo deste
estudo tenha sido atingido, principalmente, em
relação a consistência da interna e da estrutura
fatorial da escala das atividades dos hábitos de
lazer em jovens, a qual seria importante quando se
pretender avaliar áreas de estudo convergente a
psicologia (por exemplo, educação, serviço
social, educação física, etc). Outra condição de
grande valia seria o uso deste instrumento, com
base nos achados do presente estudo, em espaços
sociais, escolares ou de investimento da diversão
ou do ócio, tendo como função à saúde psíquica e
física dos jovens.
A escala de hábitos de lazer, na referida
amostra e suas seções amostrais, mostrou-se, além
de confiável, uma acurácia em sua medida (ao
enfatizar a acurácia, considera-se que, ao
administrar o instrumento em amostras
seqüenciais, esta apresenta mais uma informação
e apoio a consistência do instrumento em
diferentes amostras), pois, mesmo com contexto
amostral, a escala revelou indicadores úteis para a
sua administração em diferentes conjunto de
variável.
CONCLUSÃO
Os resultados aqui apresentados apontam
para especificidade e indexação dos itens e a seus
respectivos fatores e que, a escala avaliada,
poderá ser considerada confiável na mensuração,
dos hábitos de lazer em jovens; tal garantia
sustenta-se nos indicadores observados em cada
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 208-219, 2013
218
ESCALA DAS ACTIVIDADES DE HÁBITOS DE LAZER: COMPARAÇÃO DE MODELOS ESTRUCTURAIS EM FUNÇÃO DO SEXO, IDADE E TIPO DE ESCOLA
seção amostral. Desta forma, considerando os
indicadores de bondade de ajuste, comprovou-se a
estrutura e consistência interna da escala
reforçando o seu emprego no contexto brasileiro
para a avaliação das atividades dos hábitos de
lazer e de variáveis antecedentes e consequentes
desse construto (por exemplo, motivação e
dedicação esportiva e acadêmica, vínculo afetivo,
personalidade, etc.).
Por fim, ao reavaliar a escala
desenvolvida por Formiga, Ayroza e Dias (2005),
a qual corroborada em sua estrutura fatorial, por
Formiga, Bonato e Sarriera (2011) com amostras
brasileiras, mais uma vez, revelam-se resultados
confiáveis na amostra desse estudo. Assim, sugere
que ao mensurar os hábitos de lazer em jovens a
partir dessa escala em amostra tão distintas que
seja fornecido mais atenção no avanço crítico dela
para o desenvolvimento, no futuro, de um teste de
avaliação psicológica sobre a dinâmica do lazer
ou do esporte nos jovens.
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Recibido: 08 de octubre del 2013
Aceptado: 15 de noviembre del 2013
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 208-219, 2013
ARTÍCULOS
ARTÍCULOS
DE
REVISIÓN
DE REVISIÓN
222
APORTES SOBRE LA ADQUISICIÓN DEL DESARROLLO MOTOR A PARTIR DE LAS
IDEAS DE ARNOLD GESELL, MYRTLE MCGRAW, ESTHER THELEN Y GILBERT
GOTTLIEB
Tomás Caycho Rodríguez*
Universidad Inca Garcilaso de la Vega
RESUMEN
El propósito es mostrar a partir de un análisis de los aportes teóricos de Arnold Gesell, Myrtle McGraw,
Esther Thelen y Gilbert Gottlieb que, las ideas de Gesell y McGraw acerca de la continuidad del
desarrollo, guiada biológicamente, dan sustento teórico para la realización de estudios prescriptivos,
mientras que las ideas de Gottlieb y Thelen enfatizan la complejidad del desarrollo, haciendo difícil la
realización de tales estudios. La información es importante para la identificación de determinantes de
desarrollo infantil.
Palabras Claves: Adquisición; desarrollo motor; continuidad; complejidad.
CONTRIBUTIONS ON THE ACQUISITION OF MOTOR DEVELOPMENT FROM IDEAS
ARNOLD GESELL, MYRTLE MCGRAW, ESTHER THELEN AND GILBERT GOTTLIEB
ABSTRACT
The purpose is to show from a discussion of the theoretical contributions of Arnold Gesell, Myrtle
McGraw, Esther Thelen and Gilbert Gottlieb that the ideas of Gesell and McGraw about the continuity of
development, biologically driven, give theoretical support for the realization of prescriptive studies, while
ideas of Gottlieb and Thelen emphasize the complexity of development, making it difficult to perform
such studies. The information is important for the identification of determinants of infant development.
Key words: acquisition, motor development, continuity, complexity.
CONTRIBUIÇÕES SOBRE A AQUISICÃO DEO DESENVOLVIMENTO DAS IDÉIAS DE
ARNOLD GESELL, MYRTLE MCGRAW, ESTHER THELEN AND GILBERT GOTTLIEB
RESUMO
O objetivo é mostrar a partir de uma análise teórica das contribuições de Arnold Gesell, Myrtle McGraw,
Esther Thelen e Gilbert Gottlieb que as idéias de Gesell e McGraw sobre a continuidade do
desenvolvimento, guiada biologicamente dar suporte teórico para a realização de estudos prescritivos,
enquanto as idéias de Gottlieb e Thelen enfatizam a complexidade do desenvolvimento, tornando-se
difícil de realizar tais estudos. A informação é importante para a identificação dos determinantes do
desenvolvimento infantil.
Palavras-chave: aquisição, desenvolvimento motor, de continuidade, de complexidade.
* Contacto: Av. Pettit Thouars 248, Lima, Facultad de Psicología y Trabajo Social, Universidad Inca Garcilaso de la Vega. Email:
[email protected]
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 222-229, 2013
223
CAYCHO T.
El estudio de la adquisición de las
habilidades motoras ha sido tema de diversas
investigaciones (Kariger, et al., 2005; Kuklina et
al., 2004; Siegel, et al., 2005). La Organización
Mundial de la Salud (OMS) realizó el estudio
llamado Normativo del Desarrollo Motor
(OMSDM) (De Onis, Garza, Onyango &
Martorell, 2006), que tenía como objetivo la
construcción de curvas y otros instrumentos para
medir el crecimiento desde el nacimiento hasta los
5 años de edad en infantes en condiciones
normales sin privaciones económicas,
ambientales y de salud de diferentes países del
mundo (Wijnhoven, et al., 2004). El estudio de la
OMS tenía carácter normativo concentrándose en
6 hitos motores gruesos: Sentarse sin apoyo,
gatear, pararse con apoyo, caminar con apoyo,
pararse solo y caminar solo, considerados como
importantes para la adquisición de la locomoción
(Wijnhoven, et al., 2004).
Adolph (2010) considera, luego de analizar
diversos estudios transculturales, que no es
posible establecer una secuencia universal del
desarrollo motor. Esto es importante teniendo en
consideración que, de las áreas de desarrollo
infantil, el desarrollo motor grueso es un indicador
apropiado del desarrollo infantil integral en los
dos primeros años de vida. (Pollitt & Caycho,
2010).
Planteamientos evolutivos del desarrollo
motor como proceso unitario: Arnold Gesell y
Myrtle McGraw
Dentro de los muchos teóricos sobre el
desarrollo humano en general e infantil en
particular, Arnold Gesell y Myrtle McGraw, han
proporcionado una importante descripción del
desarrollo motor temprano (Thelen & Adolph,
1992; Dalton, 1998) considerando a la postura y el
movimiento como indicadores de los procesos
internos de crecimiento (Gesell, 1946; Gesell &
Thompson, 1934, 1938; McGraw, 1943, 1945),
legando importantes teorías acerca del desarrollo
integral como proceso unitario en donde los
patrones de comportamiento tienden a seguir una
secuencia de aparición ordenada genéticamente
(Gesell, 1928, 1933; McGraw, 1935). Los aportes
de Gesell y McGraw deben entenderse desde los
planteamientos evolutivos de la infancia dentro de
la psicología (Carpintero, 2010).
Arnold Gesell nació en Alma, Wisconsin (USA)
en 1880 y falleció en New Haven, Connecticut en
1961. Fundador en 1911 de la Clínica de
Desarrollo Infantil en la Universidad de Yale,
Gesell es recordado por sus famosas de normas de
desarrollo, los cuales fueron establecidas a partir
de observaciones detalladas a numerosos infantes
y niños. Estas normas, aun en la actualidad, siguen
siendo la base de la mayoría de las evaluaciones
conductuales iniciales. Gesell ha legado una bien
articulada teoría acerca del desarrollo integral,
como un proceso unitario (ver Thelen & Adolph,
1992), en donde los patrones de comportamiento
tienden a seguir una secuencia de aparición
ordenada genéticamente (Gesell, 1933). Así,
todos los niños y niñas normales pasan por las
mismas secuencias de desarrollo, existiendo una
variación en su ritmo de crecimiento (Gesell &
Thompson, 1934). Gesell (1929) afirma que “el
curso evolutivo de la primera conducta humana
está tan ordenada por leyes biológicas que puede
ser estudiada sistemáticamente” (pág. 633).
Para Gesell, la postura y el movimiento
constituyen un indicador de los procesos internos
de crecimiento. A partir de esta idea elabora una
escala con cuyos resultados trata de ilustrar los
principios generales del desarrollo,
proporcionando un enorme conjunto de datos
normativos para conductas motoras (Gesell &
Thompson, 1934, 1938). El interés en tales
normas era no establecer un modelo de desarrollo
único para todo el mundo, sino contar con un
estándar por el cual las diferencias individuales
podrían ser detectadas y entendidas (Gesell &
Thompson, 1938).
Myrtle McGraw, al igual que Gesell,
entendió, tomando como base conocimientos de
la biología experimental, el proceso de
crecimiento como un proceso continuo,
contingente y lineal (McGraw, 1935). McGraw,
empleó las habilidades motrices como indicador
de desarrollo humano. En su libro sobre el
desarrollo de la locomoción (McGraw, 1945)
brindó un modelo de interpretación basado en la
maduración neuromuscular del infante y en donde
describe las fases de la locomoción. En primer
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 222-229, 2013
224
APORTES SOBRE LA ADQUISICIÓN DEL DESARROLLO MOTOR A PARTIR DE LAS IDEAS DE ARNOLD GESELL, MYRTLE MCGRAW, ESTHER THELEN...
lugar, describe los movimientos involuntarios en
los infantes que se encuentran bajo el control de
los centros subcorticales y en donde, en etapas
sucesivas, las nuevas formas de comportamiento
se vuelven cada vez complejas.
En concordancia con Gesell, sugiere la
existencia de períodos críticos en el desarrollo de
la función motora. McGraw realizó un análisis
complejo del neurocomportamiento basándose en
diversas corrientes de conocimiento científico y la
filosofía para avanzar en un análisis de la
ontogenia del cerebro y la conciencia, dando
importancia a la relación recíproca entre los
procesos de crecimiento neuronal y la experiencia
en el desarrollo temprano (Dalton, 1998).
Interpretaciones del desarrollo motor a
partir de la teoría de la epigénesis
probabilística y los sistemas dinámicos: Esther
Thelen y Gilbert Gottlieb
Los aportes de Esther Thelen y Gilbert Gottlieb
son también relevantes pues permiten conocer
mejor la diversidad de los elementos
comprendidos en la explicación del desarrollo
infantil en general, y del desarrollo motor en
particular. Gottlieb, a partir de la biología del
desarrollo, formuló una teoría denominada
Epigénesis Probabilística como el marco teórico
adecuado para el estudio científico del desarrollo
humano (Gottlieb, 1991a, 2007).
La noción acerca de la influencia
independiente de los genes y el ambiente sobre el
comportamiento ha tenido varios adeptos, a pesar
de la evidencia que indica una falta de capacidad,
de tal idea, en la explicación del comportamiento
(ver por ejemplo, Fanselow & Poulos, 2004).
Desde sus primeros trabajos publicados sobre su
teoría epigenética, Gottlieb puso en duda la
validez de la noción de que el código o
información presente en los genes fluye hacia la
formación de estructuras preestablecidas que
cumplen funciones concretas, dando lugar a que la
contribución genética sea autónoma e inamovible
(Gottlieb, 1991a).
En lugar del pre-determinismo, Gottlieb
propuso que la actividad genética es
originalmente una respuesta a señales que
provienen del ambiente tanto interno como
externo al organismo. Es decir, él propone que los
genes no tienen un plan de acción innato que dicta
y organiza el desarrollo, sino que éstos responden
a eventualidades cuya naturaleza depende del
lugar de origen e inician el proceso del desarrollo
(Fig. 1).
Así, Gottlieb concluye que una
interpretación de la psicología desde el desarrollo,
conlleva a que la confrontación de los genes vs
ambiente es una alternativa simplista para
entender el comportamiento (Ortega, 2007). Más
bien, considera que el desarrollo es determinado
por interacciones activas entre sus componentes o
sistemas como el ambiente, comportamiento,
actividad neural y actividad genética (Gottlieb,
1991b, 2007; Gottlieb, Wahlste & Lickliter, 2006)
Por otro lado, la teoría de Thelen,
denominada de los sistemas dinámicos, no es
ajena a la idea del desarrollo como un proceso de
naturaleza probabilística y epigenética (Smith &
Thelen, 2003). Para Thelen, el desarrollo sólo
puede ser entendido como una múltiple, mutua y
continua interacción de todo los niveles del
sistema en desarrollo, desde el molecular al
cultural a lo largo de un periodo de tiempo, en
donde cumple un papel importante un complejo
sistema de auto-organización de las interacciones
a diversos niveles de análisis, que incluyen las
existentes entre el cerebro y el cuerpo, y entre el
cuerpo y el ambiente, ofreciendo un sistema de
desarrollo caracterizado por la interacción
continua y bidireccional entre el mundo, el
sistema nervioso y el cuerpo (Thelen & Smith,
1994).
Dos son los supuestos importantes dentro
de esta teoría: el acoplamiento y la continuidad. El
acoplamiento hace referencia al continuo vínculo
e interacción entre todos los componentes del
sistema en el individuo y entre el individuo y el
medio ambiente. Continuidad significa que los
procesos de desarrollo son acumulativos a través
del tiempo (Thelen & Smith, 1994). Así, Thelen
propone a la teoría de sistemas dinámicos como
base para llegar a una teoría general del desarrollo
(Thelen & Bates, 2003)
Gesell y McGraw vs Gottlieb y Thelen:
Factores socioculturales asociados a la
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 222-229, 2013
225
CAYCHO T.
adquisición del desarrollo motor
Te ó r i c a m e n t e , l a a d q u i s i c i ó n y
ordenamiento de los hitos marcan la progresión de
desarrollo en diferentes áreas del desarrollo
infantil. La emergencia de un nuevo hito motor
amplia el repertorio de conductas del infante hacia
un nivel de mayor complejidad conductual.
Contrario a esta postura tradicional, que
consideraba al factor maduracional como
primordial en el proceso del logro de la
locomoción, en la actualidad diversas prácticas de
crianza pueden acelerar el inicio del ciertas
habilidades motoras, mientras que otras, pueden
retrasar el inicio del mismo (Adolph, 2010).
Investigaciones en África (Super, 1976) y el
Caribe (Hopkins & Westra, 1988) madres realizan
ciertas actividades para que sus hijos puedan
ganar fuerza muscular y logren desarrollar la
necesidad de caminar. Las expectativas culturales
sobre cuándo los niños deben adquirir diversos
hitos motores, son también factores importantes a
tener en cuenta (Hopkins & Westra, 1990). Por
otro lado, estudios en China (Mei, 1994) y
Paraguay (Kaplan & Dove, 1987) muestran la
existencia de prácticas que tienden, de manera
deliberada, a restringir los movimientos de los
niños (Ishak, Tamis-LeMonda & Adolph, 2007).
Por otro lado, siguiendo a Gottlieb y
Thelen, la emergencia de un hito motor no sólo es
un antecedente de otro hito motor. La adquisición
de un nuevo hito motor frecuentemente opera
como catalizador en la emergencia de cambios en
otras áreas del desarrollo infantil. Hay numerosos
estudios a favor de esta proposición tanto en el
área de desarrollo cognitivo (Murray et al., 2006),
como en el área del desarrollo socioemocional
(Birengen, Emde, Campos & Appelbaum, 2008).
Así por ejemplo, la adquisición de
sentarse sin apoyo, que implica que el infante
pueda balancear el peso de su tronco y cabeza sin
ningún tipo de apoyo; teniendo suficiente control
sobre ambos para sentarse derecho con la cabeza
erecta (sin inclinarla hacia delante), teniendo, por
lo general una pierna flexionada, permite al
infante extender los brazos y manos ampliando su
campo de acción (Kyvelidou et al., 2009),
agarrando objetos que anteriormente estaban
fuera de su alcance (Barela et al., 2000). El pararse
con el apoyo de un mueble o de una persona, que
implica la combinación del apoyo y de la
información somato-sensorial, vestibular y visual
que lleva al infante a lograr y estabilizar el
equilibrio de su cuerpo para mantenerse parado
(Jeka, Oie, & Kliemel, 2000), permite la adopción
de nuevas posturas que ofrecen nuevas
experiencias sensoriales y sociales (Longo &
Bertenthal, 2006). Por ejemplo, el apoyo en la reja
de una cuna o una mesa adecuada a la talla del
infante facilita tomar pasos exploratorios,
ampliando la perspectiva que tiene el infante de su
entorno físico (Lee & Aronso, 1974). El apoyo en
un mueble o en un poste ofrece la exposición
visual y táctil que invita a la acción (caminar con
apoyo) (Jeka & Lackner, 1994). El caminar
extiende el campo de acción (Lobo & Galloway,
2008) y el actuar de manera autónoma (Biringen,
Ende, Campos & Appelbaum, 2008). Existe
información que la independencia en el caminar
está negativamente asociada con el tiempo que
pasa el infante en los brazos de la madre o
cuidadora (Pollitt, et al., 1994). El tiempo lo usa
explorando o jugando (Kuklina, et al., 2004).
Comentarios finales
Primero, Gesell hizo énfasis en el
desarrollo total del organismo y la unidad del
mismo en todas sus áreas. Sus ideas acerca de la
reciprocidad y los ciclos de equilibrio y
desequilibrio son puntos de partida importante
para la formulación de la teoría de los sistemas
dinámicos. Si bien en sus artículos y libros
reconoció el papel del medio ambiente, puso
mayor énfasis en la individualidad del niño y el
papel de los genes en la determinación del
comportamiento (Thelen & Adolph, 1992). Un
importante aporte de Gesell es sin duda el
establecimiento de las normas de desarrollo.
Muchos ítems de su batería de desarrollo han sido
empleados en dos de las escalas de desarrollo más
importantes, aceptadas y utilizadas a nivel
mundial: la prueba de Desarrollo de Denver y las
Escalas de Desarrollo Infantil de Bayley. Un
ejemplo de la importancia de este trabajo de
Gesell es la gran cantidad de citas recibidas por el
trabajo de Gesell hasta la década de 1990 desde
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 222-229, 2013
226
APORTES SOBRE LA ADQUISICIÓN DEL DESARROLLO MOTOR A PARTIR DE LAS IDEAS DE ARNOLD GESELL, MYRTLE MCGRAW, ESTHER THELEN...
diferentes áreas del saber como la psicología del
desarrollo, la educación, las ciencias médicas, la
antropología y otras ciencias sociales (Thelen &
Adolph, 1992).
Tabla 1
Publicaciones de Gesell citadas a través de Social Science Citation Index (adaptado de Thelen &
Adolph, 1992 pg.375).
McGraw, por su parte, llevó a cabo un
análisis complejo del neurocomportamiento,
tomando como base diversas corrientes del
conocimiento científico y de la filosofía, como las
ideas de John Dewey. Esto le permitió dirigirse
hacia un análisis de la ontogenia del cerebro y la
conciencia, teniendo como punto importante la
relación recíproca entre los procesos de
crecimiento neuronal y las experiencias de
desarrollo temprano. Los aportes de McGraw en
relación al estudio de la gravedad, la inhibición y
el juicio en relación al comportamiento siguen
siendo importantes para los científicos
contemporáneos que estudian los procesos
neurobiológicos causantes de los cambios
cerebrales y comportamentales (Dalton, 1998).
Teóricos como Gottlieb y Thelen se han nutrido de
los conceptos y métodos ideados por McGraw.
Gilbert Gottlieb se ha beneficiado de sus aportes
avanzando hacia la formulación de una teoría en
donde la bidireccionalidad de los procesos de
desarrollo es importante. Del mismo modo, la
teoría de sistemas dinámicos formulada por
Esther Thelen se ha nutrido de la metodología
desarrollada por McGraw.
El trabajo de Esther Thelen acerca del
desarrollo motor infantil, a partir de los principios
y métodos de la teoría de sistemas dinámicos,
profundizó y revitalizó el incipiente ámbito de
i n v e s t i g a c i ó n d e l d e s a r r o l l o m o t o r,
proporcionando una base teórica y empírica para
el trabajo clínico en terapia física y ocupacional
pediátrica (Adolph & Vereijken, 2005). Thelen
observó que en los procesos de adquisición de
habilidades y de solución de problemas,
aparecían, de manera contingente y dinámica, la
interacción mutua de diversas partes del cuerpo y
del medio ambiente, y donde el cerebro necesita
adquirir e integrar múltiples propiedades físicas
del cuerpo con el objetivo de seleccionar, o
recordar patrones específicos de respuesta
(Corbetta & Ulrich, 2008). El trabajo de Thelen,
continúa desarrollándose activamente en diversas
áreas de la ciencia como la psicología, ciencia
cognitiva, cibernética, robótica, neurociencia,
educación de la primera infancia y la
rehabilitación pediátrica (Galloway, 2005).
Finalmente, Gottlieb, en su epigénesis
probabilística, sostiene que el desarrollo es un
fenómeno probabilístico y contingente regulado
conjuntamente por factores orgánicos y
contextuales. Esta concepción explica que la
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 222-229, 2013
227
CAYCHO T.
rigidez y flexibilidad del desarrollo se rige por la
acción conjunta de factores orgánicos y
ambientales. El énfasis en la importancia de la
experiencia prenatal y la acción bidireccional
conjunta entre el organismo y el medio ambiente,
transformaron la manera de concebir el desarrollo
de manera innata (Lickliter, & Logan, 2007).
Gottlieb, reconoció que los genes son importantes
en el desarrollo, pero que éstos no codificaban el
comportamiento, sino proteínas. Estas proteínas
interactúan unas con otras, que luego de un
proceso complicado en el sistema nervioso,
conjuntamente con el contexto, generaban el
comportamiento (Bateson & Logan, 2007)
Las ideas de Gesell y McGraw acerca de
la continuidad del desarrollo, guiada
biológicamente, y el empleo del desarrollo motor
como indicador del desarrollo, dan sustento
teórico para la realización de muchos de los
estudios prescriptivos. El trabajo de Gesell, por
ejemplo, estuvo centrado en la elaboración de
normas de desarrollo a través de observaciones
transversales y longitudinales a más de 500 niños
(Gesell & Thompson, 1934) cuidadosamente
elegidos de la comunidad de New Haven con el fin
de proporcionar una muestra homogénea, de raza
blanca, clase media, con linaje británico o alemán
(Gesell y Thompson, 1938). A partir de esta
muestra, Gesell buscaba generalizar sus normas
de desarrollo a cualquier niño,
independientemente de sus estilos de crianza,
medio ambiente, raza, etc. Las ideas de Gottlieb y
Thelen enfatizan la complejidad del desarrollo
que hace difícil la realización de tales estudios.
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Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 222-229, 2013
230
ERROR ESTÁNDAR DE MEDIDA Y LA PUNTUACIÓN VERDADERA DE LOS TESTS
PSICOLOS: CÁLCULO MEDIANTE UN MÓDULO EN VISUAL BASIC
Sergio Alexis Dominguez Lara*
Universidad Inca Garcilaso de la Vega
RESUMEN
Este trabajo presenta un módulo en lenguaje Visual Basic para la estimación de intervalos de confianza
para la puntuación verdadera de los tests psicológicos. La teoría clásica de los tests postula que la
puntuación observada de una persona evaluada mediante un tests psicológico está conformada por la
puntuación verdadera y un margen de error. En tal sentido, para poder realizar una aproximación a la
puntuación verdadera de una persona a partir de la puntuación observada, el uso del error estándar de
medida es una estrategia habitual. El uso adecuado de este método y su falta de implementación en los
paquetes estadísticos tradicionales justifica la construcción del software como una herramienta para el
evaluador, para que pueda tomar decisiones más adecuadas en base a sus hallazgos en los tests
psicológicos. Se discute el uso y las limitaciones de la herramienta.
Palabras clave: error estándar de medida, puntuación verdadera, confiabilidad, software.
THE STANDARD ERROR OF MEASUREMENT AND THE TRUE SCORE OF
PSYCHOLOGICAL TESTS: CALCULATION USING A VISSUAL BASIC MODULE
ABSTRACT
This paper presents a module in Visual basic to calculate the confidence interval for the true score of
psychological tests. The classical test theory postulates that a person's observed score assessed by
psychological tests consists of the true score and an error. In this regard, in order to make an approach to a
person's true score from the observed score, the use of the standard error of measurement is a common
strategy. Proper use of this method and its failure to implement in traditional statistical packages justifies
the construction of software as a tool for the evaluator, for to take more appropriate decisions on the basis
of their findings in psychological tests. The use and limitations of the tool was discussed.
Keywords: standard error of measurement, true score, reliability, software.
ERRO PADRÃO DE MEDIDA E ESCORE VERDADEIRO TESTES PSICOLÓGICOS:
CÁLCULOS USANDO UM MÓDULO EM VISUAL BASIC
RESUMO
Este trabalho apresenta um módulo em linguagem Visual Basic para a estimativa de intervalos de
confiança para os verdadeiros testes psicológicos de pontuação. Teoria teste clássico postula que a
pontuação observada de uma pessoa avaliada por testes psicológicos consiste na pontuação verdadeira e
uma margem de erro. A este respeito, a fim de fazer uma aproximação do valor verdadeiro de uma pessoa a
partir do valor observado, usando o erro padrão de medição é uma estratégia comum. O uso adequado
deste método e sua não implementação em pacotes estatísticos tradicionais justifica a construção de
software como uma ferramenta para a avaliação, para que possa tomar as melhores decisões com base em
suas descobertas em testes psicológicos. São discutidos o uso e as limitações da ferramenta.
Palavras-chave: erro padrão da medição, pontuação verdade, a confiabilidade do software.
*Docente investigador de la Facultad de Psicología y Trabajo Social de la Universidad Inca Garcilaso de la Vega. Magíster en Psicología.
Candidato a Doctor por la Facultad de Psicología de la Universidad Nacional Mayor de San Marcos. E-mail: [email protected]
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 230-235, 2013
231
DOMINGUEZ S.
La revisión y el control del error asociado
a la medición por medio de los tests psicológicos
es uno de los objetivos fundamentales de la
psicometría. En tal sentido, cuantificar e informar
las aproximaciones a dicho error es fundamental,
sobre todo cuando los instrumentos de evaluación
psicológica son usados como apoyo a la toma de
decisiones (Gempp, 2006). Para la delimitación
del error en la medición se usa un elemento clave
tanto en el proceso de construcción un
instrumento, como en la decisión de usarlo: la
confiabilidad del test.
La teoría clásica de los tests postula que
toda puntuación observada de una persona
evaluada mediante un tests psicológico está
conformada por la puntuación verdadera y un
margen de error (Muñiz, 2001). Aunque parezca
sencillo, el objetivo principal que se mencionaba
anteriormente, de cuantificar e informar el error,
no se puede hacer por medio de una simple
observación, tiene que aislarse por medio de otros
métodos, y es ahí donde la confiabilidad brinda su
aporte.
En una situación hipotética en la cual
pudiéramos evaluar a una persona con un
determinado test infinitas veces, el promedio de
todas las aplicaciones sería una aproximación a la
puntuación verdadera, y cualquier discrepancia
observada entre las aplicaciones es el error en
dicha medición (Gempp, 2006). Entonces, se
entiende al error de medición como las
discrepancias que se observan tras someter a una
persona a n aplicaciones de un determinado test
psicológico.
El error estándar de medida hace
referencia a la desviación estándar de la
distribución de las puntuaciones del error
(Gempp, 2006, Cortada de Kohan, 1999), y puede
calcularse por medio de la Ecuación (1):
_____________
EEM = SD √1-confiabilidad
(1)
Para ejemplificar este y los demás procedimientos
se tendrá estos datos de base:
Puntuación observada del sujeto: 12
Media del grupo: 10
SD: 2
Confiabilidad: 0.90
En tal sentido, el EEM calculado por medio de la
Ecuación (1) sería de 0.63.
Para poder realizar una aproximación a la
puntuación verdadera de una persona a partir de la
puntuación observada en alguna evaluación, el
uso del error estándar de medida es una estrategia
habitual. Gempp (2006) describe dos
aproximaciones, la tradicional y la basada en la
regresión lineal.
La primera se basa en la estimación del intervalo
de confianza de la puntuación verdadera solo en
función de la puntuación observada en el test
psicológico, y puede apreciarse por medio de las
Ecuaciones (2a) y (2b).
Limite inferior = x – z (EEM)
Limite superior = x + z (EEM)
(2a)
(2b)
Donde:
x= puntuación observada
z = valor de la distribución normal asociado
EEM = Error estándar de medida
Poniendo un ejemplo con los datos citados
anteriormente, el intervalo de confianza va de
10.76 a 13.24. Esto quiere decir que hay un 95%
de confianza de que ese intervalo incluya la
puntuación verdadera de la persona, o en otras
palabras, la oscilación probable de dicha
puntuación verdadera.
Por otro lado, el segundo método, el que utiliza la
regresión lineal, se enfoca en un intervalo de
confianza utilizando la estimación de la
puntuación verdadera como punto central, lo cual
se aprecia en la Ecuación (3), mas como todo
método de regresión tiene asociado un error de
predicción, el cual se conoce como error estándar
de estimación (EEE), el cual se puede observar en
la Ecuación (4).
v=confiabilidad (x - X) + X
Donde:
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 230-235, 2013
(3)
232
ERROR ESTÁNDAR DE MEDIDA Y LA PUNTUACIÓN VERDADERA DE LOS TESTS PSICOLOS: CÁLCULO MEDIANTE UN MÓDULO EN VISUAL BASIC
x= puntuación observada
X = promedio de las puntuaciones del test en la
muestra
___________
EEE = EEM √confiabilidad
(4)
Realizando los cálculos respectivos con los datos
brindados anteriormente, la puntuación verdadera
estimada es de 11.8 y el EEE es de .6. Aunque
recogiendo las recomendaciones de MoralesVallejo (2007), la puntuación verdadera sería la
puntuación más probable, es decir, no es algo fijo.
En tal sentido, el intervalo de confianza de la
puntuación verdadera en función de este método
queda definido por las Ecuaciones (5a) y (5b), y va
de 10.62 a 12.98.
Limite inferior = v – z (EEE)
(5a)
Limite superior = v + z (EEE)
(5b)
Donde:
v= puntuación verdadera estimada (Ecuación 3)
z = valor de la distribución normal asociado
EEM = Error estándar de estimación
Para una revisión más exhaustiva de estos
métodos, así como de sus fundamentos teóricos, el
lector interesado puede revisar los manuscritos de
Aiken (2003), Gempp (2006), Morales-Vallejo
(2007) y Cortada de Kohan (1999). Con relación a
1
los intervalos de confianza, la mención de los
mismos es una práctica exigida por los estándares
de reportes de investigación de la American
Psychologycal Association (2010).
El objetivo del presente reporte es presentar un
programa en lenguaje Visual Basic 6.0,
compatible con todas las versiones de Windows,
el cual sirva como método para el cálculo de los
intervalos de confianza para la estimación de la
puntuación verdadera siguiendo el esquema
conceptual presentado anteriormente.
Elementos de la herramienta
El programa propuesto1 para el cálculo de los
intervalos de confianza para la estimación de la
puntuación verdadera presenta cuatro secciones
(Figura 1). La primera de ella se refiere al ingreso
de los datos (la confiabilidad del instrumento, el
promedio de la muestra, la desviación estándar y
la puntuación observada).
En la segunda sección está orientada al cálculo del
EEM y del EEE, como paso previo al cálculo de
los intervalos de confianza. La tercera sección se
presenta la posibilidad de estimar el intervalo de
confianza mediante el método tradicional, y la
cuarta y última sección está enfocada en el método
por medio de la regresión lineal (incluye la
La herramienta está disponible al usuario sin costo escribiendo al autor del trabajo.
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 230-235, 2013
233
DOMINGUEZ S.
Figura 1. Presentación del módulo.
Aplicación de la herramienta
Para ejemplificar la aplicación de la herramienta,
se utilizan datos provenientes del ejemplo
anterior. Luego de ello, se procede a calcular el
intervalo de confianza mediante cada uno de los
métodos indicados anteriormente, el tradicional y
el basado en la regresión lineal.
Figura 2. Vista de los datos colocados en el programa.
Se procede al cálculo del intervalo de confianza
por medio del método tradicional, realizando
previamente el EEM.
Rev. Psicol. Trujillo (Perú) 15(2): 230-235, 2013
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ERROR ESTÁNDAR DE MEDIDA Y LA PUNTUACIÓN VERDADERA DE LOS TESTS PSICOLOS: CÁLCULO MEDIANTE UN MÓDULO EN VISUAL BASIC
Figura 3. Vista de los resultados en el programa (método tradicional).
Por otro lado, se presenta el cálculo del intervalo
de confianza mediante el método basado en la
regresión lineal.
Figura 4. Vista de los resultados en el programa (método basado en la regresión lineal).
El presente módulo puede ser empleado en
diversos campos de la evaluación psicológica, ya
sea esta en consultorio o en investigación. Es así
que se recomienda citar el EEM en los estudios de
validación de instrumentos, así como en el análisis
e informes de tests psicológicos, para así alertar al
usuario de las posibles variaciones de las
puntuaciones propias de las evaluaciones. Por
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DOMINGUEZ S.
otro lado, el reporte de los intervalos de confianza
resulta necesario para que el usuario tenga
presente esos límites al momento de emitir algún
reporte o dictamen.
Limitaciones
Una de las limitaciones principales de la
herramienta es que el cálculo de la confiabilidad
(por el método de consistencia interna) debe
hacerse por otros medios, sea este por medio de
cálculo manual, o por intermedio de otros
paquetes estadísticos.
REFERENCIAS
American Psychological Association (2010). Manual
de Publicaciones de la American
Psychological Association (3era Edic.).
México D.F.: Manual Moderno.
Cortada de Kohan, N. (1999). Teorías Psicométricas y
Construcción de Tests. Buenos Aires: Lugar
Editorial.
Gempp, R. 2006. El error estándar de medida y la
puntuación verdadera de los tests
psicológicos: algunas recomendaciones
prácticas. Terapia Psicológica, 24(2), 117130.
Morales-Vallejo, P. (2007). La fiabilidad de los tests y
escalas. Recuperado desde
www.upcomillas.es/personal/peter/estadistic
abasica/Fiabilidad.pdf, el 13.03.13, 8:00 p.m.
Muñiz, J. (2001). Teoría Clásica de los Tests. Madrid:
Pirámide.
Aiken, L. (2003). Tests psicológicos y evaluación
(11ma Edic.). México D.F.: Pearson
Educación.
Recibido: 29 de agosto del 2013
Aceptado: 30 de octubre del 2013
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NORMAS
PARA
NORMAS PARA
AUTORES
AUTORES
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1. DEFINICIÓN DE LA REVISTA
La Revista de Psicología ISSN 1990-6757 es una publicación semestral de la Facultad de Humanidades,
Escuela de Psicología de la Universidad César Vallejo. Su propósito es ofrecer visibilidad a los nuevos
conocimientos en las diversas especialidades de la Psicología, que permita la consolidación de la
comunidad académica. Está dirigida a psicólogos, estudiantes, investigadores y profesionales de las
ciencias sociales y de la salud.
2. PRESENTACIÓN
El trabajo para ser presentado debe ser novedoso e inédito; es decir, no habrá sido presentado (ni total ni
parcialmente) para publicación ni para evaluación en otra revista o medio de difusión. Puede tratarse de:
investigaciones originales (empíricas) y artículos de revisión.
En su contenido y estructura deberá adecuarse a las normas de la American Psychological Association
(APA), en su sexta edición del inglés y tercera en español. Visitar: http://www.apastyle.org/
Los artículos deben de presentarse en procesador de textos Word, en fuente tipo Times New Roman y a 12
puntos de tamaño, a doble espacio y con 3x3 cm de márgenes, con alineación izquierda.
El trabajo puede ser remitido al correo electrónico [email protected] o ser enviado en un
Cd a la Secretaría de la Facultad de Humanidades – Escuela Profesional de Psicología de la Universidad
César Vallejo (Av. Larco 1770. Distrito de Víctor Larco. Trujillo, Perú).
Se recibirán trabajos en español, inglés y portugués.
3. SISTEMA DE ARBITRAJE
La recepción del trabajo será comunicada por el editor quien se encargará de realizar la primera revisión,
para examinar la pertinencia como el cumplimiento de las pautas de presentación y comprobar que no
haya errores gruesos que originen rechazo inmediato de los revisores. Se considerará la originalidad,
consistencia temática, aporte al desarrollo o conocimiento del tema y al avance del área de la Psicología a
la que pertenece. La calidad de los artículos en general, será evaluada de manera anónima por dos árbitros.
En caso de desacuerdo entre los evaluadores se asignará un tercer árbitro para la revisión y dictamen. De
ser necesario, se recurrirá a evaluadores externos.
El Comité Editorial se reserva el derecho de realizar la corrección de estilo y los ajustes que considere
necesarios para mejorar la presentación del trabajo sin que el contenido se vea afectado.
El proceso de arbitraje se realizará bajo la modalidad del doble ciego, es decir, los autores desconocen la
identidad de los árbitros y los árbitros desconocen la identidad de los autores.
El resultado del proceso de evaluación podrá ser:
a) Que se publique sin cambios.
b) Que se publique con los cambios sugeridos.
c) Que se realicen cambios sustanciales y luego sea sometido a nueva evaluación.
d) Que no se publique.
El dictamen de los artículos será informado, vía correo electrónico, a los autores quienes recibirán el
artículo con las observaciones indicadas y el formato de evaluación con el dictamen. Los trabajos
aceptados, luego de recibir la revisión del corrector idiomático y ser editados, se remiten a sus autores para
que expresen su conformidad para la publicación.
4. RESPONSABILIDAD DE LA REVISTA
La dirección no se hace responsable de las ideas y opiniones expresadas por los autores en los artículos de
la revista.
Aceptado el trabajo para su publicación, se asume que todos los autores del mismo han dado su
conformidad y corresponde a la Revista de Psicología los derechos de impresión, de reproducción y
distribución por cualquier forma e inclusión en índices nacionales e internacionales. Para ello, todos los
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autores deben transferir, necesariamente dichos derechos a la Revista con el Modelo de Carta de
Presentación de Trabajos y Cesión de Derechos de Publicación que luego de cumplimentado y firmado
por todos sus autores deberá ser enviado por fax, correo postal o correo electrónico. La Revista de
Psicología se compromete a mencionar al autor o autores y darle el crédito de la autoría del trabajo siempre
que sea publicado.
reo postal o correo electrónico. La Revista de Psicología se compromete a mencionar al autor o autores y
darle el crédito de la autoría del trabajo siempre que sea publicado.
Una vez publicado, el autor recibirá su artículo en dos ejemplares de la revista impresos.
Los árbitros mantendrán la confidencialidad de los documentos en revisión y del proceso de arbitraje. No
están autorizados a hacer uso de los documentos sin consentimiento del autor.
5. CONSIDERACIONES ÉTICAS DE LOS TRABAJOS
Si el autor incluye en su trabajo figuras pertenecientes a otros, deberá adjuntar los comprobantes de los
permisos para su presentación. La información de otros autores deberá ser citada y la información de la
fuente debe estar incluida en las referencias.
El trabajo debe de haber contado con la aprobación de la institución para su realización, el consentimiento
informado y deberá velar por la protección a los participantes, quienes podrán disponer de la información
relativa a los hallazgos del estudio. (http://www.apa.org/journals).
6. ESTRUCTURA DE LOS TRABAJOS PARA SER PUBLICADOS:
INVESTIGACIONES ORIGINALES
Se trata de estudios empíricos que presentan análisis secundarios que comprueban hipótesis e incluyen
análisis de datos no realizados en estudios previos.
La estructura de las investigaciones originales debe contener las siguientes partes: Título, autoría,
resumen, palabras clave, introducción, método, resultados, discusión, referencias, notas acerca del autor.
No deben exceder las 25 páginas.
Título. Debe ser claro y no exceder las doce palabras.
Autoría. Indicar el nombre del autor o autores, correo electrónico y afiliación institucional de todos los
autores.
Resumen. Contiene el planteamiento del problema, objetivos del estudio, método, principales resultados y
conclusiones, redactado en un máximo de 120 palabras. Su expresión debe ser clara e inteligible.
Palabras clave. Se recomienda que no sean menos de tres ni más de cinco. Se extraen del artículo.
El resumen y las palabras clave deberán presentarse además en el idioma inglés y portugués.
Introducción. Permite describir el problema en estudio y abarca el primer contacto teórico con la
investigación. De manera secuencial y breve, se presentan el planteamiento del problema, una revisión
histórica - teórica (si procede) y el estado actual del tema, la formulación del problema, los objetivos y/o
hipótesis. La redacción debe denotar adecuada organización, de tal modo que se aprecie la continuidad
lógica de los trabajos anteriores y/o previos con el actual.
Método. Incluye las subsecciones: participantes, instrumento y procedimiento. Se empieza refiriéndose al
diseño y luego en la primera sección de participantes, se describen las características de la muestra,
técnica de muestreo, tamaño y precisión de la muestra. La segunda sección describe la ficha técnica así
como las propiedades psicométricas del instrumento o instrumentos empleados, detallando el ámbito de
aplicación, así como el contexto en el que se validaron y estandarizaron. En la última sección
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procedimiento se describen: las manipulaciones experimentales (de ser el caso), el proceso de recogida de
datos, el consentimiento informado y los estadísticos que se usaron.
Resultados. Se describen narrativamente los hallazgos del estudio como el análisis de datos y como
complemento a lo descrito, se presentan las tablas y/o figuras. Cada tabla deberá ser numerada
consecutivamente con números arábigos en la parte superior de la misma y las figuras tienen numeración
independiente de las tablas y su título se coloca en la parte inferior de las mismas.
Discusión. Evalúa e interpreta las implicancias de los resultados, especialmente considerando la hipótesis.
Se debe relacionar y comparar los hechos observados con la hipótesis u objetivos, marco teórico y
antecedentes referidos en la introducción, aclarando excepciones, contradicciones o modificaciones. La
interpretación debe considerar las amenazas a la validez interna, la imprecisión de mediciones, cantidad
de pruebas, tamaño de efecto observados y otras limitaciones del estudio. Señalar la validez externa de la
investigación y concluir señalando la importancia de los hallazgos. Este rubro finaliza con la presentación
de las conclusiones.
Referencias. La uniformidad de las referencias bibliográficas tendrá como patrón las normas de la APA.
Apéndice (Anexos). Se incluye sólo si éste ayuda a los lectores a comprender, evaluar o replicar el estudio.
Puede ser, una prueba no publicada y su validación, una descripción detallada de una pieza completa de
equipo o un programa psicológico propuesto.
Notas acerca del autor (es) Incluye: (a) La afiliación institucional; (b) Fuente de apoyo económico de la
investigación (3) Referencias profesionales; (4) Direcciones postales y electrónicas.
ARTÍCULOS DE REVISIÓN
Son artículos teóricos para promover avances en la teoría. Su esquema incluye: título, resumen y abstract,
introducción, cuerpo de la revisión y referencias. Tendrá una extensión máxima de doce páginas y se
aceptará tablas y/o figuras, según sea el caso.
CITAS EN EL TEXTO Y REFERENCIAS
CITAS
El estilo APA requiere que el (la) autor(a) del trabajo documente su estudio a través del texto, identificando
autor(a) y año de los recursos investigados. A continuación se presentan algunos ejemplos:
Cita textual
La información transcrita de menos de 40 palabras se coloca entre comillas y entre paréntesis el autor, año
y el número de página de donde se extrae la información.
Citas con 40 palabras o más, se escribirán en un párrafo separado, con sangría de cinco al margen
izquierdo, sin comillas y transcritas a un espacio entre líneas.
Cita indirecta (hace referencia a una idea no textualmente).
a) Obras de un autor(a):
Méndez (2005) investigó la relación entre….
Los factores protectores de la salud mental en la adolescencia…. (Méndez, 2005)
En el año 2005, Méndez identificó….
b) Obras con múltiples autores (as):
· Cuando un trabajo tiene dos autores(as), siempre se citan los dos apellidos.
· Cuando un trabajo tiene tres a cinco autores(as), se citan todos los autores(as) la primera vez que se
menciona en el texto. En las citas subsiguientes del mismo trabajo, se escribe solamente el apellido
del (la) primer(a) autor(a) seguido de la frase "et al." y el año de publicación.
· Cuando una obra se compone de seis o más autores(as), se cita solamente el apellido del (la)
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primer(a) autor(a) seguido por la frase "et al." y el año de publicación.
c) En el caso que se citen dos o más obras por diferentes autores(as) en una misma referencia, se escriben
los apellidos y respectivos años de publicación separados por un punto y coma dentro de un mismo
paréntesis y ordenados alfabéticamente.
d) Cuando se citen trabajos del mismo autor (es) y de la misma fecha, se añadirán al año las letras a, b, c.
REFERENCIAS
La lista debe tener un orden alfabético por apellido del autor(a), en minúsculas, incluyendo las iniciales de
sus nombres. Todos los trabajos que han sido citados deben figurar en referencias. A partir de la segunda
línea de cada entrada, se debe sangrar en la lista a cinco espacios.
Libro completo
· Un autor:
Apellido, Inicial del autor o editor. (Año de la publicación). Título del libro en letra itálica (edición).
Lugar de publicación: Editorial
· Más de un autor:
Apellido, Inicial del autor., Apellido, Inicial del autor., Apellido, Inicial del autor & Apellido, Inicial
del autor. (Año de la publicación). Título del libro en letra itálica (edición). Lugar de publicación:
Editorial
Capítulo de libro
Apellido, Inicial del autor o editor. (Año de publicación). Título del capítulo o sección. En Editor (con su
nombre en el orden normal) (Abreviatura de Editor), Título del libro en letra itálica (páginas).
Lugar de publicación: Editorial
Artículo de Revista
· Artículo con un autor:
Apellido, Inicial de nombre. (Año de publicación). Título del artículo. Título de la revista,
volumen (número de la edición), número de las páginas.
· Artículo con dos autores:
Apellido, Inicial de nombre. & Apellido, Inicial de nombre. (Año de publicación). Título del
artículo. Título de la revista, volumen (número de la edición), número de las páginas.
· Artículo de Revista digital:
Apellido, Inicial de nombre. (Año de publicación). Título del artículo. Título de la revista,
volumen (#), pp.doi: #
· Artículo en línea:
Apellido, Inicial de nombre. (Año de publicación). Título del artículo. Título de la revista,
volumen (#), pp. Recuperado de URL
· Artículo en prensa:
Apellido, Inicial de nombre. (en prensa). Título del artículo. Título de la revista.
Tesis
Apellido, Inicial de nombre. (Año de publicación). Título de la tesis en letra itálica. (Tesis dostoral o tesis
de maestría inédita). Nombre de la institución, lugar.
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(MODELO DE) CARTA DE PRESENTACIÓN DE ARTÍCULO Y
CESIÓN DE DERECHOS DE PUBLICACIÓN
Lugar y fecha
Sr.
Director de la Revista de Psicología ISSN 1990-6757
Universidad César Vallejo, Trujillo – Perú.
El(los) autor(es), abajo firmante(s), presenta(n) el artículo titulado (a):
_________________________________________________________________________
para que sea evaluado por los árbitros y dictaminen su posible publicación en la Revista de Psicología
ISSN 1990-6757 de la Universidad César Vallejo.
Declaro (amos) que el artículo es original e inédito y, por tanto, no ha sido sometido a revisión de
ninguna otra revista (nacional o internacional) ni de ningún medio impreso y/o electrónico para su
publicación. Garantizo (amos) que el artículo ha sido elaborado por mí (nosotros) mismo(s) y que en
ningún caso es propiedad de otra persona física o jurídica ni es copia, total ni parcial, de ningún material
existente y, si así fuera, asumo (asumimos) cualquier responsabilidad que del hecho de la copia de este
material pudiera derivarse, quedando la Revista de Psicología eximida de cualquier responsabilidad.
Acepto (aceptamos) transferir los derechos de publicación de modo exclusivo a la Revista de
Psicología de la Universidad César Vallejo, la misma que se responsabilizará de la impresión,
reproducción, distribución e inclusión en repositorios y bases de datos nacionales e internacionales.
La Revista de Psicología publicará el artículo en el idioma en que el autor lo remitió y el título y
resúmenes en inglés y portugués.
La Revista se compromete a mencionar al autor o autores y darle el crédito de la autoría del trabajo
siempre que sea publicado. También se compromete a reflejar los contenidos que el autor desea expresar.
Para ello, el editor de la revista remitirá al autor su artículo editado y mejorado por el corrector idiomático
a fin de que indique la conformidad para su publicación.
El autor podrá incorporar algún cambio a su obra antes de su publicación o luego de ella. En este
último caso, el autor asumirá los gastos que impliquen una nueva publicación de la revista, y su difusión.
El autor también podría optar por retirar la obra de la publicación, asumiendo los gastos que ello
represente.
Un mes después de publicada la Revista, los autores recibirán dos ejemplares por cada uno en versión
impresa más la Resolución de facultad en donde se reconoce su contribución.
El contrato podrá darse por anulado bajo dos circunstancias: - si no se publica la revista en el plazo
fijado o en un lapso de seis meses después, o – cuando el autor no remitiera la obra al editor dentro de las
fechas acordadas.
Los datos personales se consignan, según lo solicitado, exclusivamente para fines de identificación
del autor o autores, en el siguiente formato:
243
Nombre:
Nacionalidad:
Dirección de residencia:
Cód. postal:
Ciudad y país:
Documento de identidad:
DNI, tarjeta de residente, pasaporte y
número:
Teléfono(s):
(Presentar una tabla por cada autor)
El autor(los autores) indica(n) si desea (n) la identificación de autoría, utilización de algún
pseudónimo o anonimato.
Finalmente, el autor que se mantendrá en contacto con la editora es
____________________________________________________________________________
Atentamente,
Nombre (s) y apellidos de todos los autores y firma (s)
244
ISSN 1990 – 6757
Revista de Psicología
Rev. Psicol. Año 15, vol. 2. Julio a diciembre 2013
Publicación de la Facultad de Humanidades, Escuela de Psicología. Universidad César Vallejo S.A.C. Trujillo Perú
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( ) Deseo que me envíe información sobre los números anteriores de la Revista.
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Editorial Vallejiana
Av. Larco 1770. Distrito Víctor Larco. Trujillo – Perú
Telf. 485000 anexos 7203 -7145-7150
Esta edición consta de 1000 ejemplares
© Todos los derechos reservados
Trujillo, diciembre del 2013
CONTENIDO
INVESTIGACIONES ORIGINALES
El reconocimiento de la empatía en los jóvenes de diferentes contextos sociales (en portugués).
Nilton S. Formiga, Erika Lobato Picanço, Amanda Valeria V. S. Aguiar.
Facultade Mauricio de Nassau-FHN
Propiedades psicométricas del inventario de respuestas de afrontamiento - forma adultos en estudiantes de institutos
superiores del distrito la Esperanza.
Esmeralda Roxana Polo Zavala.
Universidad César Vallejo.
Propiedades psicométricas del inventario de depresión de Beck para universitarios de Lima.
Renzo Felipe Esteban.
Universidad Peruana Unión.
Concepciones implícitas del aprendizaje en estudiantes de psicología de universidades públicas.
Eduardo Fabio Gonzales López.
Universidad Nacional Mayor de San Marcos.
Propiedades psicométricas de la escala de estilos de socialización parental en estudiantes de secundaria.
Katia Edith Jara Galvez.
Universidad César Vallejo.
Escala de actividades de ocio: comparación de modelos estructurales según sexo, edad y tipo de escuela. (en
portugués)
Nilton S. Formiga, Gislane Melo, Rebeca C. M. Pires, Amanda V. V. S. Aguiar.
Universidade Católica de Brasilia- UCB.
Facultade Mauricio de Nassau-FHN
Universidad Mariana, Colombia.
ARTÍCULOS DE REVISIÓN
Aportes sobre La adquisición Del desarrollo motor a partir de lãs ideas de Arnold Gesell, Myrtle Mac Graw,
Esther Thelen y Gilbert Gottlieb.
Tomás Caycho Rodríguez.
Universidad Inca Garcilazo de La Vega
Error estándar de medida y la puntuación verdadera de los tests psicológicos: cálculo mediante un módulo en visual
basic.
Sergio Alexis Domínguez Lara.
Universidad Inca Garcilaso de la Vega