Resumen

Resumen

La ansiedad es un estado emocional, que nos pone en alerta ante posibles amenazas, pero que puede convertirse en patológica y derivar en problemas de salud mental de alta prevalencia. Una de las pruebas más utilizadas para evaluar la ansiedad, es el inventario de Situaciones y Respuestas de Ansiedad (ISRA). Existe una versión breve (ISRA-B) que consta de 24 reactivos para evaluar “Respuestas” de ansiedad y 22 reactivos que evalúan los cuatro tipos de “Situaciones” de ansiedad del ISRA original. En este trabajo se analizaron sus propiedades psicométricas en una muestra de 376 jóvenes y adultos argentinos. Mediante análisis factorial confirmatorio se corroboró la estructura de tres factores de “ Respuestas” y cuatro factores de “Situaciones” de la versión original. Se verificó la consistencia interna y se obtuvieron evidencias satisfactorias de validez externa. Como conclusión, las puntuaciones del ISRA-B son válidas y confiables para la evaluación de problemas de ansiedad en población argentina.

Palabras Clave: ISRA, ansiedad, propiedades psicométricas, estructura factorial

Introducción

Introducción

Actualmente, la influencia que las emociones tienen sobre la salud y la enfermedad está ampliamente demostrada. En este sentido, investigaciones realizadas en el campo de la medicina y la psicología, ponen de manifiesto que determinadas emociones como la ansiedad suelen asociarse al origen, mantenimiento y desarrollo de diversas patologías (Cano-Vindel y Miguel-Tobal, 2001). En esta línea, los trastornos de ansiedad son de los problemas de salud mental que se presentan con mayor prevalencia en la actualidad (Hoffman & Hinton, 2014), generan grandes costos económicos y afectan negativamente en la calidad de vida de las personas que los padecen (Hofmann, Wu & Boettcher, 2014). Esta tendencia no se observa solo a nivel mundial, en Latinoamérica la prevalencia de desórdenes emocionales a lo largo de la vida es de un 33% (28-38.3%), superando en un 4% el promedio mundial según el meta-análisis de Steel et al. (2014). Solamente el trastorno de ansiedad generalizada alcanza a un 8.8% de la población latinoamericana (Kohn et al., 2005), corroborando el impacto de los problemas de ansiedad en este contexto.

La ansiedad es un estado emocional que aparece en circunstancias normales de la vida y es inseparable para nuestra supervivencia (LeDoux, 2003). Ciertas circunstancias pueden ser evaluadas por la persona de manera incierta, llegando a la posibilidad de predecir consecuencias negativas o amenazantes para los intereses personales. A partir de entonces, se pone en marcha un proceso de preparación para la acción a partir de la activación de los sistemas cognitivo, fisiológico y conductual del propio organismo (Cano-Vindel, 2004). Este estado de activación intenta optimizar la respuesta de la persona ante la situación. Sin embargo, no siempre la respuesta emocional de ansiedad resulta adaptativa debido a que en muchas ocasiones suelen producirse situaciones evaluadas como posibles amenazas de forma errónea. En algunos individuos se produce la activación del sistema de ansiedad sin tener razones para hacerlo. En otros casos, la percepción de amenaza se produce a niveles maximizados, ocasionando activaciones emocionales muy intensas que suelen producir deficiencias en el rendimiento, problemas de salud mental (p.ej., trastornos de ansiedad) y física (p.ej., trastornos psicofisiológicos por exceso de activación) (Cano-Vindel, Dongil-Collado, Salguero & Wood, 2011). Asimismo, la cronificación de los estados ansiosos puede iniciar trastornos psicopatológicos duraderos e incapacitantes (Cano Vindel, 2011).

La relación entre el estrés y la ansiedad ha sido de especial interés para investigadores y clínicos, dado que frente a eventos estresantes vitales o cotidianos (como puede ser demandas laborales, conflictos familiares, iniciar los estudios universitarios, por ejemplo) es frecuente que se genere una respuesta de ansiedad (Moretti y Medrano, 2014). Cuando una persona percibe que no dispone de los recursos necesarios para afrontar una demanda se genera una alteración en la homeostasis del organismo, denominado estrés (Chrousos, 2009). Es habitual que en este tipo de situaciones ocurra una respuesta de ansiedad, ya que la persona puede percibir como amenazante o riesgoso el no poder cumplir con dichas demandas. Esto lleva a que exista una relación correlación entre la percepción de estrés y las respuestas de ansiedad (Hoehn-Saric, McLeod, Funderburk y Kowalski, 2004; Cano-Vindel, Dongil-Collado y Wood, 2011).

Debido a la prevalencia de los trastornos de ansiedad, este tipo de dificultades suele generar un alto índice de consultas en los servicios de salud. Por ello, contar con instrumentos de evaluación confiables y válidos para el diagnóstico de estas dificultades resulta esencial, no sólo para una mejor evaluación y diagnóstico sino también para una planificación de tratamiento adecuado al paciente y basado en la evidencia.

Las dificultades para la medición de la ansiedad se encuentran íntimamente ligadas a su delimitación conceptual. La controversia respecto al enfoque que debería utilizarse para abordar el estudio de la ansiedad persiste desde sus inicios. Mientras algunos modelos se focalizan en el rasgo-estado de ansiedad (Cattell y Scheier, 1961), otros se centran en el componente situacional (Mischel, 1968) o enfatizan la necesidad de un abordaje interactivo (Endler y Magnunsson, 1974). Asimismo, se observa que ciertos modelos proponen una concepción unitaria de la ansiedad, en contraposición a modelos multidimensionales (Lang, 1968). Fruto de esta disparidad de modelos, existe en la actualidad una amplia variedad de instrumentos para evaluar la ansiedad, tales como el Inventario de Ansiedad Estado-Rasgo, (STAI; Spielberger, Gorsuch, y Lushene, 1970), la Escala de Ansiedad Manifiesta (Taylor, 1953), el S-R Inventory of General Trait Anxiousness (Endler y Okada, 1975) o las Escalas Multidimensionales de Ansiedad de Endler (Endler, Edward y Vitelli, 1991), por mencionar solo algunos.

En este marco, Miguel-Tobal y Cano-Vindel (1986; 1988; 1994) desarrollaron un inventario centrado específicamente en el modelo interactivo y multidimensional de la ansiedad: el Inventario de Situaciones y Respuestas de Ansiedad (ISRA). Estos autores proponen conceptualizar a la ansiedad como una respuesta emocional compleja (ya que se expresa a través de un patrón variable de respuestas cognitivas, fisiológicas y motoras) y que se genera a partir de la interacción de factores individuales y situaciones específicas (Cano-Vindel y Miguel-Tobal, 1999).

El ISRA es el único instrumento que parte de un modelo interactivo, desde el cual se deriva la hipótesis de congruencia o diferencial (Endler, 1977; Endler y Kocovski, 2001). Según esta hipótesis, existen cuatro rasgos o facetas de ansiedad (de evaluación, interpersonal, física y ambigua), la intensidad de una respuesta de ansiedad dependerá de la congruencia entre la faceta y la situación concreta. De esta forma, es esperable que una persona con rasgos de ansiedad interpersonal, experimente una mayor respuesta en situaciones sociales y no en situaciones que impliquen un riesgo físico, como por ejemplo, subirse a un avión o ir al dentista. A partir de esta formulación el ISRA examina cuatro factores de situaciones de ansiedad (de evaluación, interpersonales, fóbicas y de la vida cotidiana) que se corresponderían con las cuatro facetas o rasgos de ansiedad propuestos por Endler (1977). Sumado a ello, el ISRA examina las respuestas de ansiedad considerando el modelo multidimensional de Lang (1968), que diferencia tres niveles de respuesta: 1) cognitivo (pensamientos de preocupación e inseguridad, p.ej.); 2) motor (conductas de agitación que interfieren, p.ej.), y 3) fisiológicos : (índices de activación del sistema nervioso autónomo, p.ej.). Debido a la correlación observada entre las sub-escalas, los autores proponen la existencia de un factor general de situaciones de ansiedad, y un factor general de respuestas de ansiedad, los cuales se obtienen de la sumatoria de las sub-escalas.

Diversos estudios psicométricos sustentan que el ISRA es un instrumento útil, válido y confiable tanto en la práctica clínica, como en investigación. El mismo cuenta con estudios de validez convergente (Miguel Tobal y Cano Vindel, 1986), ha demostrado adecuada capacidad de discriminación entre grupos con diversos trastornos de ansiedad (Miguel-Tobal y Cano-Vindel, 1995) y ha resultado útil para la valoración de los factores emocionales asociados a diversas patologías en las que la ansiedad juega un papel destacado (Martínez-Sánchez et al., 1995; Miguel-Tobal, Cano-Vindel, Casado, y Escalona, 1994; Pérez-Pareja, Borrás y Palmer, 1994). Por otra parte, es sensible para la detección de cambios entre mediciones pre y post-tratamiento, siendo adecuado para la evaluación de la eficacia de intervenciones psicoterapeúticas (Cano-Vindel y Miguel-Tobal, 1999).

Las propiedades psicométricas del ISRA fueron analizadas en diferentes países, observándose resultados muy similares. Los estudios realizados en Estados Unidos (Williams, Puente, Miguel-Tobal, y Cano Vindel, 1991), Brasil (Amorim, 1997) y Portugal (Baptista et al., 1998) corroboraron una estructura factorial de tres dimensiones en las escalas de respuesta. (Véase Cano-Vindel y Miguel-Tobal, 1999). No ocurre lo mismo al examinar las escalas de situaciones, dado que se observan notables cambios en la agrupación de los ítems, posiblemente debido a diferencias culturales.

Un aspecto que puede limitar el uso del ISRA es su longitud. En su versión original el ISRA comprende 224 ítems, requiriendo alrededor de 40 minutos para completar el inventario. Este aspecto limita considerablemente su uso sobre todo en la práctica clínica, ya que su administración durante las sesiones reduce tiempo al trabajo psicoterapéutico y, además, los pacientes suelen ser renuentes a completar cuestionarios tan extensos fuera de la sesión. A partir de ello los autores optaron por desarrollar una versión breve del ISRA (ISRA-B), (Miguel-Tobal y Cano-Vindel, 1994) y analizar si la misma permite medir de manera válida y confiable las diferentes respuestas y situaciones de ansiedad evaluadas en la versión original.

En un estudio previo al desarrollo del ISRA-B se seleccionaron los 24 ítems extraídos de las escalas de Respuesta de la versión original del ISRA. En función de ello, elaboraron la Escala Reducida de Ansiedad (ERA; Martínez-Sánchez et al., 1995). Tras realizar diversos estudios psicométricos se corroboró la estructura de tres factores (cognitivo, fisiológico y motor), con aceptable consistencia interna (valores α comprendidos entre .71 y .92), y evidencias convergentes positivas con los puntajes del STAI (valores r de Pearson comprendidos entre .54 y .74). A pesar de los resultados alentadores de esta primera versión abreviada, la misma no incluye el inventario de “Situaciones” de ansiedad. Posteriormente, se desarrolló el ISRA-B, el cual contempla 24 reactivos para evaluar “Respuestas” de ansiedad y 22 reactivos que evalúan las cuatro “Situaciones” de ansiedad del ISRA original.

Contar con una versión abreviada del ISRA que permita evaluar las respuestas de ansiedad en sus tres niveles (cognitivo, motor y fisiológico) y las situaciones que generan ansiedad, permitiría una evaluación integrativa de la ansiedad de una forma efectiva y eficiente. Lamentablemente, no se cuenta con estudios de adaptación en Argentina que hayan evaluado las propiedades psicométricas del ISRA-B en el contexto local. Al no contar con estudios psicométricos en población argentina, el presente trabajo tiene por objetivo evaluar las propiedades psicométricas del ISRA-B en una muestra local de Argentina, contemplando los requisitos propuestos por la normativa internacional (APA, 2014), por lo que se desarrollarán análisis de estructura interna, consistencia interna y evidencias externas de validez. Asimismo, y con el objetivo de verificar si los ítems del ISRA-B presentan un comportamiento robusto en ambos sexos y en diferentes grupos etarios, se realizarán análisis de invarianza métrica para las escalas de “Respuestas” y “Situaciones” de ansiedad.

Método

Método

Resultados

Resultados

Antes de aplicar el cuestionario a la muestra definitiva, se realizó un estudio piloto a escala reducida (n=12; 75% mujeres y 25% hombres) tendiente a examinar el funcionamiento del instrumento e identificar palabras o expresiones idiomáticas que pudieran afectar la compresión del cuestionario o su validez aparente. Más concretamente, se examinaron los siguientes criterios: 1) comprensión de los ítems, 2) compresión de las opciones de respuestas, 3) comprensión de la codificación de respuestas, y 4) lenguaje y vocabulario utilizado. No se observaron problemas de comprensión respecto a la consigna, los ítems o el modo de codificación de las respuestas. Un único reactivo presentó dificultad respecto a la expresión: “Ante un examen que en el que me juego mucho”, donde se modificó tal afirmación por “ante un examen importante”. El resto de los reactivos no requirió modificación alguna.

Antes de proceder con los procedimientos estadísticos planificados, se realizó un análisis descriptivo y exploratorio de datos (tabla 1). No se observaron variables con datos ausentes, no obstante, se apreció una notable proporción de casos atípicos univariados (puntuaciones típicas fuera del rango ±3) y multivariados (valores significativos en el procedimiento de Mahalanobis). Siguiendo las recomendaciones de Hair et al (2013) se optó por retener dichos casos en la base de datos.

Tabla 1. Estadísticos descriptivos de media y desviación estándar de las escalas del ISRA-B

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Todos los ítems presentaron una distribución cercana a la normalidad con valores de asimetría y curtosis inferiores a ± 2 (George & Mallery, 2010), con excepción del ítem 10 (“ Tengo escalofríos y tirito aunque no haga mucho frío”) que presentó un comportamiento alejado de la normalidad (asimetría = 2.52; curtosis = 6.09). También se evaluó la normalidad multivariada mediante el índice de Mardia, obteniéndose valores de 132.75 para los ítems que evalúanRespuestas de Ansiedad, y 100.52 para los reactivos que evalúan Situaciones de Ansiedad. Tomando en consideración que los valores superan el punto crítico de 70 recomendado por la literatura (Rodríguez Ayán & Ruiz, 2008) se rechazó el cumplimiento del supuesto de normalidad multivariada. Mediante estimaciones curvilíneas se corroboró que las relaciones entre los ítems eran lineales, y finalmente se verificó la ausencia de multicolinealidad entre los ítems al no observarse valores superiores a r =.90 entre los ítems.

Para realizar el AFC y el estudio de invarianza, se especificaron por separado los modelos de Respuestas y Situaciones de Ansiedad. En ambos modelos se utilizó el método de estimación por Máxima Verosimilitud, ampliamente utilizado y recomendado en la literatura científica (Byrne, 2001). Debido al incumplimiento del supuesto de normalidad multivariada y el uso de datos ordinales, se complementó la estimación de parámetros tradicional de Máxima Verosimilitud con el empleo de bootstrapping, (Enders, 2005; Flora & Curran, 2004; Medrano & Muñoz, 2017). Siguiendo el criterio de Cheung y Lau (2008) se utilizaron 1000 replicaciones de boostrap para examinar los intervalos de confianza corregidos (90% Bias-correted confidence intervals) y la significación de los coeficientes estandarizados. De esta manera, se puede examinar la estabilidad de los parámetros estimados y reportar estos valores con mayor nivel de precisión (Byrne, 2001).

Estudio 1. Análisis de Estructura interna e Invarianza del Modelo de Respuestas de Ansiedad

Considerando el modelo teórico de base, se especificó un modelo de Respuestas de Ansiedad de tres factores de primer orden (Ansiedad Cognitiva, Ansiedad Motora y Ansiedad Fisiológica), y un factor de orden superior de Ansiedad General (figura 1).

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Figura 1. Modelo de tres factores y factor general de los ítems de Respuestas de Ansiedad del ISRA-B.

El ajuste del modelo especificado no fue satisfactorio (tabla 2), por lo cual se inspeccionaron los índices de modificación, los estadísticos residuales y la saturación factorial de cada reactivo. En función de ello, se eliminaron los reactivos 1 (“Lloro con facilidad”) y 3 (“ Fumo, como o bebo demasiado”) de la escala de respuesta motora dado que el peso factorial no era significativo. A partir de esta re-especificación se logró un ajuste aceptable (tabla 2). En la Tabla 3 se indican las saturaciones factoriales de los reactivos de respuesta de ansiedad.

Tabla 2. Índices de Ajuste del Modelo de Respuestas de Ansiedad

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Tabla 3. Saturación Factorial Estandarizadas de los ítems de Respuestas de Ansiedad obtenidas mediante Bootstrap (intervalo de confianza para el 90%)

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Posteriormente, se realizaron los estudios de invarianza utilizando el procedimiento propuesto por Brown (2014). De esta forma, se examinó en primera instancia la invarianza configural (también referida como equivalencia en la forma) en el que se analiza la invarianza en la configuración básica del modelo de medida (Elousa, 2005). Luego, se introdujeron restricciones progresivas para examinar la invarianza métrica o débil (equivalencia en las saturaciones factoriales), fuerte (equivalencia en los valores interceptuales) y estricta (equivalencia entre las varianas/covariazas de los términos de unicidad/error; Elousa, 2005). En cada caso, la invarianza puede ser asumida en caso de observar que el ajuste del modelo de parámetros libres no es significativamente superior al modelo con parámetros restringidos.

En primera instancia se evaluó la invarianza diferenciando hombres y mujeres. Se verificó la invarianza configural (χ²=732.95; p<.01; CFI=.91), métrica (Δχ²=25.45; p=.012; ΔCFI=.006), fuerte (Δχ²=37.52; p=.015; ΔCFI=.008) y estricta (Δχ²=59.40; p=.001; ΔCFI=.001). Cabe destacar que aunque el cambio en el coeficiente χ² fue significativo, en ningún caso se observó un cambio en el índice CFI mayor a 0.01.

Se obtuvieron resultados semejantes al dividir la muestra entre adolescentes, jóvenes y adultos considerando los puntos de cortes de grupos etarios propuesta por Ruiz (2005). Se verificó la invarianza configural (χ²=1244.24; p<.01; CFI=.90), métrica (Δχ²=52.94; p=.054; ΔCFI=.005), fuerte (Δχ²=60.11; p=.053; ΔCFI=.001) y estricta (Δχ²=70.64; p=.029; ΔCFI=.002). Es preciso señalar que, aunque el cambio en el coeficiente χ² en algunos casos fue significativo, en ninguno de ellos se observó un cambio en el índice CFI mayor a 0.01.

Estudio 2. Análisis de Estructura interna e Invarianza del Modelo de Situaciones de Ansiedad

La especificación del modelo de Situaciones de Ansiedad se efectuó considerando los estudios antecedentes (Cano-Vindel y Miguel-Tobal, 1999). De esta manera, se impuso como restricción del modelo la existencia de cuatro factores de primer orden (Situaciones de Evaluación, Interpersonales, de tipo Fóbico y de la Vida Cotidiana) y un factor general de Situaciones de Ansiedad de orden superior (figura 2).

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Figura 2. Modelo de cuatro factores y factor general de los ítems de Situaciones de Ansiedad del ISRA-B

El ajuste inicial del modelo no fue satisfactorio, por lo que se efectuaron re-especificaciones considerando las saturaciones factoriales, los valores residuales e índices de modificación. A partir de ello, se especificó que el ítem 4 (“A la hora de tomar una decisión o un problema difícil ”) saturara en el factor “De la vida cotidiana” y no en el factor de “Situación de evaluación”. Por otra parte, se optó por eliminar el ítem 8 (“Cuando alguien me molesta o cuando discuto”) debido a su baja saturación factorial (valor inferior a .30). A partir de dichos cambios, el modelo logró un ajuste satisfactorio, aunque no óptimo (tabla 4). En la Tabla 5 se indican las saturaciones factoriales de los reactivos de situaciones de ansiedad.

Tabla 4. Índices de Ajuste del Modelo de Situaciones de Ansiedad

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Tabla 5. Saturación Factorial Estandarizadas de los ítems de Situaciones de Ansiedad obtenidas mediante Bootstrap (intervalo de confianza para el 90%)

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Para determinar si el modelo resultaba invariante en función del grupo etario y el sexo de los participantes, se realizaron estudios de invarianza. En primera instancia se evaluó la invarianza diferenciando hombres y mujeres. Se verificó la invarianza configural (χ²=842.35; p<.001; CFI=.90), métrica (Δχ²=26.19; p=.125; ΔCFI=.004), fuerte (Δχ²=35.65; p=.033; ΔCFI=.001) y estricta (Δχ²=36.22; p=.039; ΔCFI=.003). En ningún caso se observó un cambio en el índice CFI mayor a 0.01.

Se obtuvieron resultados similares al dividir la muestra entre adolescentes, jóvenes y adultos, donde se verificó la invarianza configural (χ²=829.90; p<.001; CFI=.90), métrica (Δχ²=31.40; p=.036; ΔCFI=.001) fuerte (Δχ²=36.85; p=.025; ΔCFI=.005) y estricta (Δχ²=37.13; p=.093; ΔCFI=.002).

Estudio 3. Análisis de Consistencia Interna

Se calculó el coeficiente α de Cronbach para determinar la consistencia interna de las escalas de Respuestas y Situaciones de ansiedad. Los factores de “respuesta cognitiva” (α = .82) y “ respuesta fisiológica” (α = .84) presentaron valores óptimos de consistencia interna, mientras que “respuesta motora” (α = .64) presentó un valor por debajo del punto crítico de .70. Se analizó cada reactivo a los fines de determinar si la eliminación de alguno de ellos aumentaba la consistencia interna; sin embargo, se observó que la exclusión de cualquiera de los ítems disminuía los valores del α de Cronbach.

En cuanto a las escalas de Situaciones de Ansiedad, se observaron valores óptimos y aceptables para los factores de “ situaciones de evaluación” (α = .80), “interpersonales” (α = .76), mientras que las escalas de “situaciones de tipo fóbico ” (α = .65) y “de la vida cotidiana” (α = .57), presentaron valores por debajo del límite crítico de .70. Finalmente, se observaron niveles óptimos de consistencia interna para el puntaje general de Respuestas de ansiedad (α = .88) y Situaciones de Ansiedad (α = .87). La eliminación de cualquiera de los reactivos disminuía el α de Cronbach de las escalas.

Estudio 4. Evidencias de validez externa y convergente

Se llevó a cabo un estudio de validez concurrente tendiente a obtener evidencias externas de validez. Tal como indican investigaciones previas (Hoehn-Saric, McLeod, Funderburk y Kowalski, 2004; Moretti y Medrano, 2014; Cano-Vindel, Dongil-Collado y Wood, 2011) es esperable que exista una relación positiva entre los niveles de ansiedad y el estrés percibido. Para ello, se solicitó a los participantes del estudio que además de completar el ISRA-B respondieran al Cuestionario de Estrés Percibido. Al correlacionar los puntajes de ambos instrumentos se corroboraron relaciones directamente proporcionales y significativas, obteniéndose así evidencias externas de validez (tabla 6).

Por otra parte, se analizó la convergencia de las sub-escalas del ISRA-B correlacionando los puntajes totales (tabla 5). Asimismo, para analizar con mayor precisión la relación entre las sub-escalas se calcularon correlaciones parciales para controlar el efecto de la comunalidad (tabla 6).

Tabla 6. Correlaciones parciales entre los factores del ISRA-B, y correlaciones bivariadas entre las puntuaciones del ISRA-B y el Estrés Percibido

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Discusión

Discusión

Los estados ansiosos, aunque son frecuentes y normales, se encuentran asociados a una amplia variedad de trastornos psicopatológicos duraderos e incapacitantes (Cano-Vindel, 2011). Una evaluación adecuada de la ansiedad constituye un requisito necesario para la evaluación, el diagnóstico y la planificación de tratamientos ajustados a las características de cada paciente, potenciando así la eficacia y eficiencia de los mismos. Si bien existen numerosos instrumentos diseñados para evaluar la ansiedad, el ISRA es el único que integra el aporte de diferentes modelos teóricos de la ansiedad (Cano-Vindel y Miguel-Tobal, 1999).

Este inventario posee una amplia utilidad en distintos ámbitos, especialmente a nivel clínico por varios motivos. El primero de ellos es que permite una evaluación de los tres sistemas de ansiedad (cognitivo, motor y fisiológico) posibilitando la obtención de perfiles individuales de respuesta sobre el tipo de reactividad predominante en un individuo. Esta información puede resultar de suma utilidad ya que permitiría determinar cuáles son las técnicas de reducción de ansiedad más adecuadas para cada paciente (Martínez-Monteagudo, et al., 2012).

En segundo lugar, el ISRA permite medir diferencias individuales en las manifestaciones de ansiedad en diferentes tipos de situaciones. Tal como propone el modelo interactivo de ansiedad (Cano-Vindel y Miguel-Tobal, 1999), las personas presentan una reactividad diferencial según la situación que identifiquen como amenazante. Más aún, se observa que las manifestaciones de ansiedad de los diferentes trastornos de ansiedad se encuentran ligadas a diferentes situaciones (Miguel-Tobal y Cano-Vindel, 1995). Por ejemplo, las personas con ansiedad social experimentan mayores niveles de ansiedad en situaciones interpersonales, pero no en situaciones fóbicas. Éstos últimos, a su vez, manifiestan ansiedad solamente en presencia de un estímulo fóbico, pero no en otras situaciones. Asimismo, las personas con trastornos de ansiedad generalizada suelen experimentar ansiedad en situaciones cotidianas que no suelen generar ansiedad en personas que no padecen este trastorno (APA, 2013). De esta forma, el ISRA brinda información que permite conocer manifestaciones de ansiedad ligadas a situaciones específicas, permitiendo así una caracterización más precisa de cada paciente (Cano-Vindel y Espada-Largo, 2003).

Un tercer aspecto a destacar es que el ISRA cuenta con amplios estudios psicométricos que sustentan la validez y confiabilidad de sus puntuaciones en diferentes culturas y en una amplia variedad de poblaciones clínicas, como por ejemplo pacientes con trastornos de ansiedad, trastorno del estado de ánimo y trastornos somáticos, entre otros (Cano-Vindel y Miguel-Tobal, 1999). A su vez ha demostrado una adecuada capacidad discriminativa entre personas con y sin trastorno de ansiedad, y una adecuada sensibilidad para valorar la eficacia de intervenciones psicológicas (Leal-Carcedo, 2012; Leal-Carcedo y Cano-Vindel, 2008).

En el presente estudio se evaluaron las propiedades de una versión resumida del ISRA, el ISRA-B (Miguel-Tobal y Cano-Vindel, 1994). Tal como señala Santisteban-Requena, (2009), la validez y fiabilidad de una prueba puede aumentar o disminuir conforme se altere su longitud. Por ello, no sería adecuado extrapolar las propiedades psicométricas de una prueba a una versión resumida de la misma, sino que debe evaluarse empíricamente si la versión resumida continúa midiendo el constructo adecuadamente.

En este estudio, se corroboró que el ISRA-B mantiene la estructura de tres factores de respuesta y cuatro factores de situaciones con factores generales de respuesta y situaciones respectivamente. En términos teóricos esto implicaría que las respuestas de ansiedad se pueden analizar sobre la base de tres niveles de respuesta (cognitivo, motor y fisiológico), que pueden agruparse en un factor general que denota la respuesta global de ansiedad. Respecto al modelo de situaciones de ansiedad, se verifica la plausibilidad del modelo de cuatro factores. Según el modelo de Endler (1978) existirían cuatro rasgos o facetas de ansiedad (de evaluación, interpersonal, física y ambigua) que al interactuar con situaciones concretas (de evaluación, interpersonal, fóbica y de la vida cotidiana, respectivamente) se activa una respuesta de ansiedad. Debido a la elevada comunalidad observada entre los factores, se plantea la existencia de un factor general. Al respecto, es importante señalar que si bien cada factor posee particularidades, es difícil encontrar situaciones específicas de una única faceta. Por ejemplo, “rendir un examen oral” implica aspectos de la faceta de evaluación e interpersonal; de igual modo “recibir una crítica negativa en mi trabajo” puede involucrar aspectos de evaluación, interpersonal y de la vida cotidiana. Esta multidimensionalidad de las situaciones explicaría la comunalidad de los factores, y, en consecuencia, la plausibilidad de un factor general. Otro aspecto a considerar al analizar las correlaciones parciales entre las situaciones es que el factor interpersonal es el que presenta mayor relación con los restantes factores, por lo cual se hipotetiza que alrededor de dicho factor se daría el solapamiento entre las cuatro dimensiones. A pesar de la existencia de factores generales, las correlaciones parciales confirman un comportamiento diferencial de cada respuesta de ansiedad con cada situación, observándose mayor relación entre las situaciones de evaluación e interpersonal con respuestas cognitivas, respuestas motoras y situaciones fóbicas y, finalmente, respuestas fisiológicas y situaciones de la vida cotidiana, confirmándose en parte la especificidad planteada por el modelo interactivo de Endler (1978).

Aunque los modelos de situaciones y respuestas resultan plausibles, hay que señalar que los índices de ajuste fueron aceptables, pero no óptimos (Barrett, 2007; Hu y Bentler, 1999). Esto podría deberse a que se trata de una versión resumida del ISRA, por lo cual resulta esperable que los factores no se reflejen con la misma fortaleza. Otro aspecto a considerar es que el ajuste de los modelos propuestos en la versión original solamente se logra a partir de la eliminación de algunos reactivos. Con respecto a la eliminación de los ítems 1 (“Lloro con facilidad”) y 3 (“Fumo, como o bebo demasiado”), cabe señalar que reflejan acciones que no son exclusivas de respuestas de ansiedad, pudiendo estar asociadas a otros estados emocionales, como por ejemplo tristeza. De hecho, el llanto y los cambios en el apetito son considerados criterios para el diagnóstico de depresión para algunas escalas de depresión, como por ejemplo el Inventario de Depresión de Beck (BDI-II; Beck, Steer y Brown, 2006). Algo semejante ocurre con el ítem 8 (“Cuando alguien me molesta o cuando discuto”) de las situaciones de ansiedad, ya que esta situación suele asociarse más a estados de enojo e ira (Pérez & Aragón, 2014). Una vez eliminados estos reactivos, se corrobora el ajuste adecuado de los modelos respuesta y situaciones de ansiedad. Resta señalar que en la adaptación mexicana del ISRA-B se obtuvieron resultados en la misma dirección (González-Ramírez et al., 2014).

Por otra parte, se verificó mediante el uso de análisis de invarianza que esta versión resumida es adecuada para ser utilizada en hombres y mujeres, y en diferentes grupos etarios. La consistencia interna del ISRA-B varió considerablemente dependiendo de cada sub-escala. Si bien la mayor parte de las escalas fueron consistentes, la escala motora, de situaciones fóbicas y de la vida cotidiana presentaron valores por debajo de .70. En función de ello, se recomienda interpretar con precaución las puntuaciones obtenidas en dichas escalas.

Por último, resta señalar que al correlacionar los puntajes del ISRA-B con el Estrés Percibido se corroboró una asociación positiva y significativa entre ambas variables, obteniendo evidencias de validez externa. No obstante, debe contemplarse que las correlaciones obtenidas son menos intensas de lo que se esperaba. Quizás, el hecho de trabajar con escalas más breves pueda disminuir la precisión de las medidas y, consecuentemente, afectar las correlaciones. Se requeriría de más investigaciones para examinar si la reducción de ítems genera una restricción de rango que afecte las correlaciones con otras variables.

Más allá de las limitaciones observadas es importante destacar que se mantienen las propiedades psicométricas del ISRA trabajando con un número considerablemente menor de ítems, ya que existe una diferencia de 178 reactivos entre las versiones original y abreviada. Si bien, la reducción de ítems afecta parcialmente la confiabilidad y validez de la prueba, se cumplimentan satisfactoriamente los requisitos exigidos por la literatura psicométrica internacional (APA, 2014). Por consiguiente, puede recomendarse utilizar la versión abreviada del ISRA-B como un método de cribado y restringir la versión completa de la prueba cuando se requiera de mediciones más precisas.

Referencias

Referencias

• American Psychological Association (2014). The standards for educational and psychological testing. American Educational Research Association, Washington.
• Amorim, C. (1997). Adaptación del Inventario de Situaciones y Respuestas de Ansiedad (ISRA) a la población Brasileña. Madrid: Universidad Complutense de Madrid (tesis doctoral). http://eprints.ucm.es/3022/
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Resumen

Resumen

El objetivo de este trabajo consistió en proporcionar evidencias de validez y confiabilidad de las puntuaciones de la escala de ira en la conducción (Driving Anger Scale, DAS) en la población general de conductores de Córdoba, Argentina. Los estudios de estructura interna por medio de análisis factorial confirmatorio sustentan una estructura factorial compuesta de tres dimensiones: ira ante el avance impedido por otros, ira ante la hostilidad directa, e ira ante conducción temeraria. Excepto el factor conducción temeraria, los demás factores de la escala evidenciaron una consistencia interna aceptable y adecuada fiabilidad de constructo. Por otra parte, las correlaciones entre las distintas dimensiones del DAS y los comportamientos habituales de conducción evaluados a través del Multidimensional Driving Style Inventory proporcionaron evidencia de validez concurrente de los puntajes de la escala. Por último, no se observaron diferencias significativas en base al sexo, mientras que en el caso de la edad, los más jóvenes (< 30 años) evidenciaron mayores puntuaciones en el factor avance impedido por otros. Se discuten las implicaciones de este estudio para la investigación en Psicología del Tránsito en Argentina.

Palabras Clave: Driving Anger Scale, Adaptación de cuestionarios, Psicología del Tránsito, Argentina

Introducción

Introducción

Los accidentes de tránsito representan en la actualidad un grave problema para la salud pública, con elevadas cargas de mortalidad y morbilidad, además de gastos económicos que en algunos países implican un monto mayor que la ayuda que reciben para el desarrollo (OMS, 2013). Aunque existen diferentes elementos que intervienen en la comisión de un accidente, incluyendo el medio ambiente, el vehículo, el estado del camino, las normas viales y los usuarios, entre otros (Petit, 2014), existe acuerdo en que el factor humano representa su elemento más definitorio, estimándose que alrededor del 90% de los siniestros viales responden a factores derivados del conductor (Evans, 1996; OMS, 2010). En este contexto, se ha insistido en la importancia de los factores emocionales en la conducción, considerándose que el comportamiento en el tránsito se encuentra afectado no sólo por hábitos automáticos y decisiones racionales, sino también por impulsos emocionales (Levelt, 2003a).

Una de las emociones más estudiadas en el ámbito de la conducción ha sido la ira, por varias razones. En primer término, por tratarse de una experiencia común entre los conductores (Levelt, 2003b; Merlino, 2009; Mesken, Hagenzieker, Rothengatter & de Waard, 2007), siendo incluso más frecuente que en otras actividades no relacionadas con la conducción (Parkinson, 2001). En segundo lugar, los conductores más propensos a experimentar ira evidencian mayores comportamientos agresivos y riesgosos en la conducción (Bachoo, Bhagwanjee & Govender, 2013; Deffenbacher, Lynch, Filetti, Dahlen & Oetting, 2003; Deffenbacher, Lynch, Oetting & Yingling, 2001; Stephens & Groeger, 2011), poniendo en peligro la seguridad de sí mismo y la de otros usuarios de la vía. Por último, pero relacionado con lo anterior, varios estudios han demostrado la participación de la ira en los siniestros viales y especialmente en los de mayor gravedad (Deffenbacher, Lynch, Oetting & Swaim, 2002; Iversen & Rundmo, 2002; Wells-Parker et al., 2002).

Conceptualmente hablando, el constructo de ira en la conducción ha sido definido como la “tendencia a vivenciar esta emoción en el ámbito concreto de la conducción” (Herrero-Fernández, 2011, p. 544). De acuerdo con esta definición, la ira en la conducción comprendería la experiencia subjetiva de ira vivenciada por el conductor frente a situaciones en las que éste se ve envuelto. Asimismo, se concibe como un rasgo específico de la conducción, relacionado con el rasgo de ira general, aunque diferente de éste. En apoyo a esto, varias investigaciones han demostrado correlaciones positivas entre la ira en la conducción y medidas generales de ira (Dahlen & Ragan, 2004; Deffenbacher, Deffenbacher, Lynch & Richards, 2003; Deffenbacher et al., 2002; Lajunen & Parker, 2001; Sullman & Stephens, 2013) aunque de magnitud moderada en todos los casos. Complementariamente, análisis mediante modelos de ecuaciones estructurales (Herrero-Fernández, 2013; Van Rooy, Rotton & Burns, 2006) indican que la consideración de la ira en la conducción y la ira general como factores separados posee un mejor ajuste a los datos que un factor general de ira. Finalmente, algunos trabajos han verificado por medio de modelos de regresión jerárquica la validez incremental de escalas de ira en la conducción sobre medidas de ira general, sugiriendo una contribución específica de la ira en la conducción sobre diferentes comportamientos viales que no son explicadas por la ira-rasgo (Sullman & Stephens, 2013).

Por otra parte, aunque la ira ha sido generalmente asociada con la agresividad en la conducción (Egea-Caparrós, Velandrino-Nicolás, Fernández-Ros y Prieto-Martínez, 2012), es preciso diferenciar ambos constructos. En efecto, la agresividad en la conducción constituye comportamientos que pueden estar motivados por la impaciencia, la ira o la intención de ahorrar tiempo (Tasca, 2000). De esta manera, si bien la ira experimentada al volante puede dar lugar a conductas agresivas, no todo comportamiento agresivo en la conducción supone la presencia de ira en los conductores.

Correlativamente a la diferenciación del constructo de ira en la conducción de la ira-rasgo, se han propuesto diferentes instrumentos a fin de poder valorar la ira experimentada por los conductores y las situaciones que la provocan: la Propensity for Angry Driving Scale (PADS; DePasqueale, Geller, Clarke & Littleton, 2001) y la Driving Anger Scale (DAS; Deffenbacher, Oetting & Lynch, 1994) que cuenta con una versión de 33 ítems y una forma abreviada de 14 ítems. De éstas, ha sido la DAS (en su forma larga) la que mayor difusión y utilización ha tenido, siendo validada en varios países como Inglaterra (Lajunen, Parker & Stradling, 1998), Nueva Zelanda (Sullman, 2006), Francia (Villieux & Delhomme, 2007), España (Sullman, Gras, Cunill, Planes & Font-Mayolas, 2007), Alemania (Steffgen, Recchia & Ludewig, 2008), Turquía (Yasak & Esiyok, 2009), China (Li, Yao, Jiang & Li, 2014) y Malasia (Sullman, Stephens & Yong, 2014), con resultados dispares en cuanto a la composición factorial de la escala, oscilando entre tres y seis factores representativos de distintas situaciones elicitadoras de ira.

Por su parte, la versión breve de la DAS se obtuvo de los 33 ítems de la escala original, a partir de la selección de aquellos ítems con correlaciones más altas con la escala total (Deffenbacher et al., 1994). Con este criterio se conformó una escala reducida de 14 ítems que mantiene una elevada congruencia con la forma larga (r = .95) y una fiabilidad estimada mediante el coeficiente alfa de Cronbach de .80. Cabe destacar que en el estudio original no se analizó la estructura factorial de la escala reducida.

Pese a la equivalencia que mantiene con la versión más amplia y las ventajas operativas que conlleva el uso de una escala más breve, la DAS en su forma corta sólo ha sido objeto de adaptación reciente en algunos países, con diferencias en los resultados. En concreto, Herrero-Fernández (2011) analizó la estructura interna de la DAS en conductores españoles mediante análisis factorial exploratorio (AFE), obteniendo tres factores que fueron replicados posteriormente mediante análisis factorial confirmatorio (AFC). Estos tres factores fueron etiquetados como “ira ante el avance impedido por otros” (α = .77), “ira ante la conducción temeraria” (α = .66), e “ira ante la hostilidad directa” (α = .87). En otro trabajo, Egea-Caparrós et al. (2012) examinaron nuevamente las propiedades psicométricas de la forma breve de la DAS en España, esta vez sobre una muestra más representativa de conductores. Identificaron por medio de AFE tres factores equivalentes a los hallados por Herrero-Fernández, aunque definidos de manera ligeramente distinta (“ira ante el avance impedido por otros”; “ira ante infracción de otro conductor”; e “ira ante ofensa directa”), y un cuarto factor al que denominaron “ira ante posible sanción”, que se mantuvo a pesar de su baja confiabilidad (α = .58). En ese mismo estudio, se comparó el ajuste de un modelo unifactorial, un modelo trifactorial y el modelo compuesto de cuatro factores surgido del AFE, evidenciando este último un mejor ajuste, aunque el modelo de tres factores presentó varios índices muy próximos a los valores de ajuste. Finalmente, Sullman y Stephens (2013) analizaron mediante AFC la estructura factorial de la escala reducida de la DAS en conductores neozelandeses, encontrando que el modelo unidimensional presenta un buen ajuste a los datos, aunque sólo tras varias re-especificaciones al modelo inicial sin una justificación teórica clara, al tiempo que no se evaluó la plausibilidad de modelos alternativos. La consistencia interna de la escala obtenida en este estudio fue de .86.

Adicionalmente, se han llevado a cabo distintos estudios para evaluar diferencias por sexo y edad en la ira experimentada mediante la DAS, tanto con la forma breve como larga. En el caso del sexo, los resultados han sido inconsistentes. Así, mientras que varios estudios indican que las mujeres puntúan ligeramente más alto que los hombres (Dahlen & Ragan, 2004; Egea-Caparrós et al., 2012; Sullman, 2006; Sullman et al., 2007), otros no han constatado diferencias significativas (Herrero-Fernández, 2011; Lonczak, Neighbors & Donovan, 2007; Sullman & Stephens, 2013; Yasak & Esiyok, 2009). Estas discrepancias se observan tanto con la versión breve como en la versión amplia de la DAS.

En lo que respecta a la edad, los resultados parecen ser más homogéneos, hallándose que los conductores jóvenes experimentan mayor ira (Berdoulat, Vavassori & Muñoz Sastre, 2013; Li et al., 2014; Parker, Lajunen & Summala, 2002; Sullman, 2006; Sullman et al., 2007; Sullman et al., 2014; Yasak & Esiyok, 2009). No obstante, los trabajos que utilizan la forma abreviada de la DAS ofrecen resultados menos concluyentes, observándose diferencias en favor de los conductores jóvenes (Dahlen, Martin, Ragan & Kuhlman, 2005; Herrero-Fernández, 2011; Maxwell et al., 2005; Przepiorka, Blachnio & Wiesenthal, 2014), mientras que en otros estudios no se evidencian tales diferencias (Bachoo et al., 2013; Egea-Caparrós et al., 2012; Sullman & Stephens, 2013).

En Argentina, no existen aún pruebas psicométricas adaptadas o desarrolladas que permitan evaluar el nivel de ira en conductores de forma válida y confiable. Este aspecto cobra interés si se tiene cuenta la relación de la ira con los comportamientos que afectan la seguridad vial y las elevadas tasas de accidentalidad y muertes por lesiones de tránsito en este país (Fleitas, 2010), siendo incluso similares a la de los países de mayores ingresos que registran los índices de accidentalidad más elevados, pero con un parque automotor sustancialmente más grande y moderno (Úbeda et al., 2008). Por todo esto, en el presente trabajo se presentan una serie de estudios realizados con el objetivo de proporcionar evidencia de validez y confiabilidad de los puntajes de la escala DAS en conductores argentinos.

Método

Método

Resultados

Resultados

Resultados

Estudio piloto. Adaptación lingüística

Se observó que ciertos términos generaban dudas o dificultades de comprensión, específicamente, las palabras “gravilla” y “calzada”. En consecuencia, se decidió sustituir la palabra gravilla por “piedras” y calzada por “calle”, al tratarse de expresiones más típicas y de uso frecuente en el contexto argentino. Siguiendo las recomendaciones de Hambleton y Zenisky (2011) de evaluar los cambios introducidos en el contenido de los ítems, ya sean omisiones, adiciones o sustituciones, se realizó un nuevo pilotaje de la escala (n = 10) con las modificaciones introducidas para valorar el proceso de respuesta involucrado, solicitando a los participantes que “pensaran en voz alta” mientras respondían a los reactivos. Se comprobó que los ítems modificados evocaban una interpretación congruente con el significado de los ítems originales, por lo cual se decidió mantener los cambios. Por otra parte, no se observaron dificultades en la comprensión de las instrucciones y el formato de respuesta, y los participantes señalaron que se trataba de un instrumento fácil de responder e interesante.

Análisis preliminar de los ítems

No se observaron casos atípicos univariados, mientras que se identificó un caso atípico multivariado mediante el estadístico de distancia de Mahalanobis (D²), que se mantuvo en la base de datos con el objeto de no disminuir la representatividad de la muestra (Hair, Anderson, Tatham & Black, 1999). A continuación, se obtuvieron los estadísticos descriptivos de cada ítem y se evaluó la capacidad de discriminación a través de la correlación ítem-total corregida. Todos los ítems presentaron buena capacidad de discriminación y valores dentro de los parámetros de normalidad considerando los criterios reportados por George y Mallery (2010) ya que no se observaron valores de asimetría y curtosis superiores a ± 2 (ver Tabla 1). De igual modo, se comprobó la normal multivariada de los datos a través del coeficiente de Mardia (Mardia = 10.84). Finalmente, se examinó la linealidad por medio de la estimación de relaciones curvilíneas entre cada par de ítems, y se evaluó la multicolinealidad mediante el índice de tolerancia y su recíproco, el índice de inflación de la varianza (VIF; Pérez & Medrano, 2010). No se identificaron relaciones curvilíneas entre los ítems, mientras que los índices de tolerancia (>. 10) y VIF (< .10) fueron satisfactorios en todos los casos. Cabe destacar que tanto el índice de adecuación muestral Kaiser-Meyer-Olkin (KMO = .83) como el índice de esfericidad de Bartlett, χ2(78) = 1263.31, p < .001, corroboran que los ítems se encuentran adecuadamente intercorrelacionados.

Tabla 1. Estadísticos descriptivos, índices de discriminación y medidas de confiabilidad de los ítems del DAS

Nota: D: Discriminación del ítem: correlación ítem-total corregida; H: coeficiente H (fiabilidad de constructo); VME = varianza media extractada

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Evidencias de validez y confiabilidad del constructo

Se realizaron diferentes análisis factoriales confirmatorios con el objetivo de determinar la estructura interna de la escala. Los resultados del ajuste de cada uno de los modelos evaluados se detallan en la Tabla 2. Como se aprecia, el modelo unidimensional (que asume que todos los ítems de la escala saturan en una variable latente denominada “ira en la conducción”) y el modelo de cuatro factores (que incluye “ira ante el avance impedido por otros”, “ira ante infracción de otro conductor”, “ira ante ofensa directa”, e “ira ante posible sanción”) no presentaron un buen ajuste a los datos. En cambio, los índices de ajuste del modelo trifactorial (que asume que los ítems del DAS saturan en tres variables latentes: “ira ante el avance impedido por otros”, “ira ante la conducción temeraria”, e “ira ante la hostilidad directa”) fueron aceptables. Cabe destacar que todos los coeficientes de regresión entre los ítems y sus respectivos factores resultaron significativos (ps < .001; Ver Figura 1), lo que permite concluir que los ítems propuestos para medir las tres dimensiones latentes de la DAS resultan válidos como variables observadas. Finalmente, tanto el análisis de consistencia interna como el de fiabilidad de constructo mostraron valores aceptables para “Ira ante el avance impedido por otros” e “Ira ante la hostilidad directa”, mientras que para “Ira ante la conducción temeraria”, los coeficientes obtenidos fueron inferiores a los recomendados (Ver tabla 1).

Tabla 2. Índices de ajuste de los diferentes modelos analizados

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Figura 1. Coeficientes de regresión estandarizados de los ítems del DAS (ps <.001)

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Diferencias según sexo y edad

A fin de garantizar la comparación con estudios previos, se dividió la muestra por sexo y por edad (< 30 años; 30 - 44 años; > 44 años). Se observó que la distribución en los distintos grupos varió significativamente, siendo menor la cantidad de conductores en los grupos de mayor edad, χ2(2) = 103.04, p < .001. Se llevó a cabo un análisis multivariado de la varianza de 2 (sexo) x 3 (grupos de edad) para analizar los efectos principales de las variables y los posibles efectos de interacción. Se utilizó el estadístico Traza de Pillai y se obtuvieron para cada análisis además de las pruebas de significación los tamaños de efecto (η2), considerando como un tamaño de efecto pequeño valores entre .01 y .04, un tamaño mediano entre .05 y .14, y grande .14 o más (Cohen, 1988). Para los contrastes post hoc, se empleó la prueba GT2 de Hotchberg, ya que es la prueba recomendada cuando las diferencias en la composición de los grupos comparados son significativas (Field, 2005).

No se observó una interacción significativa de la edad y el sexo en cuanto al nivel de ira experimentada, F(6, 728) = .48, p = .824. De igual modo, se observó que no existían diferencias en función del sexo, F(3, 363) = .47, p = .700; aunque si se encontró un efecto significativo de la edad, F(6, 728) = 2.94, p = .008, η2 = .02. Específicamente, se encontraron diferencias en la ira experimentada ante el avance impedido por otros, siendo en este caso los de menor edad los que experimentan mayor ira ante esta situación. Los análisis univariados se recogen en la Tabla 3.

Tabla 3. Diferencias por edad en la escala DAS

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Validez concurrente

Se calcularon correlaciones entre las dimensiones de la DAS y los diferentes comportamientos de conducción evaluados a través del MDSI. Los resultados obtenidos muestran correlaciones positivas y significativas entre los factores de la DAS y los comportamientos de conducción riesgosa, agresiva y ansiosa, como así también aunque en menor medida con la conducción disociativa y, en la dirección opuesta, con los comportamientos de conducción cordial y prudente. Los resultados se detallan en la Tabla 4.

Tabla 4. Matriz de correlaciones entre los factores de la DAS y los estilos de conducción

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Como último paso se llevó a cabo una serie de análisis de regresión múltiple tomando como variables criterio las distintas dimensiones de la DAS, y como predictores los comportamientos de conducción que previamente mostraron correlaciones significativas con cada uno de los factores de la escala. Considerando los estudios previos, se esperaba que la conducción agresiva mantuviera la significación, mientras que el resto de los comportamientos evaluados dejara de tener un efecto significativo, o al menos se viera reducido el tamaño del efecto. Tal como se observa en la Tabla 5, los coeficientes de regresión (Beta) mostraron un mayor peso de la conducción agresiva en la predicción de las puntuaciones de los factores de la DAS. En cambio, la conducción riesgosa no mantuvo un efecto significativo, mientras que la conducción disociativa y ansiosa predijeron de forma significativa las puntuaciones de la DAS, aunque el tamaño del efecto en general se redujo considerablemente.

Tabla 5. Predictores de los factores del DAS

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Discusión

Discusión

En el presente trabajo se han estudiado las propiedades psicométricas de la escala DAS abreviada en conductores de Córdoba, Argentina. Los resultados obtenidos por medio de AFC revelan que la ira en la conducción puede ser conceptualizada sobre la base de tres dimensiones que hemos definido como “ira ante el avance impedido por otros”, “ira ante la conducción temeraria”, e “ira ante la hostilidad directa”, en concordancia con otros trabajos que reportan una estructura trifactorial de la escala (Herrero-Fernández, 2011; Lajunen et al., 1998). Específicamente, el primer factor, avance impedido por otros, refiere al nivel de ira experimentado ante situaciones en las que el avance del vehículo se encuentra obstaculizado, enlenteciendo su marcha. El segundo factor, conducción temeraria, comprende la ira experimentada ante comportamientos arriesgados o imprudentes de terceros que representan un riesgo para el conductor. El tercer factor, hostilidad directa, abarca situaciones en las que el conductor es objeto de una conducta hostil explícita por parte de otros conductores, si bien ésta no obstruye la marcha del vehículo. Todos los factores mostraron un nivel de consistencia interna aceptable y adecuada fiabilidad de constructo, con valores superiores a .70, excepto el factor conducción temeraria, que fue inferior. Cabe destacar que estos valores fueron similares a los reportados por Herrero-Fernández (2011) en el que la fiabilidad del factor conducción temeraria resultó por debajo de lo aceptable según los criterios recomendados en la literatura (Furr, 2011).

En cuanto a los estudios por sexo y edad en relación con el nivel de ira experimentada, no se encontraron relaciones sustanciales entre las variables. Concretamente, no se hallaron diferencias significativas entre hombres y mujeres en las puntuaciones de la DAS. Estos resultados son compatibles con varias investigaciones (Herrero-Fernández, 2011; Lonczak et al., 2007; Sullman & Stephens, 2013; Yasak & Esiyok, 2009) pero, al mismo tiempo, difieren de otros estudios que muestran diferencias en favor de las mujeres (Dahlen & Ragan, 2004; Egea-Caparrós et al., 2012; Sullman, 2006; Sullman et al., 2007). Teniendo en cuenta los resultados contradictorios, sería de gran utilidad el desarrollo de estudios meta-analíticos que permitan obtener resultados más concluyentes respecto a la relación entre el sexo y la ira en la conducción. Asimismo, algunos trabajos (Milovchevich, Howells, Drew & Dai, 2001) sugieren que la identificación con los roles de sexo (masculino-femenino), y no el sexo per se, sería el responsable de las diferencias en la experiencia de ira, tanto en situaciones vinculadas a la conducción como en otros contextos. En consecuencia, en futuras investigaciones sería valioso explorar también el papel de este factor.

En cuanto al resultado encontrado en este estudio relativo al mayor nivel de ira experimentada por los jóvenes, si bien es consistente con los resultados de diferentes trabajos (Dahlen et al., 2005; Herrero-Fernández, 2011; Maxwell et al., 2005; Przepiorka et al., 2014), contrasta con otros estudios que no han encontrado diferencias (Bachoo et al., 2013; Egea-Caparrós et al., 2012; Sullman & Stephens, 2013). De cualquier modo, si se tiene en cuenta que las diferencias encontradas son leves, podría conjeturarse que la edad no tiene una influencia relevante en el nivel de ira experimentada, hecho que se ha constatado en estudios transversales y longitudinales que utilizan autoinformes y muestreo de experiencias (Carstensen et al., 2011; Carstensen, Pasupathi, Mayr & Nesselroade, 2000; Stone, Schwartz, Broderick & Deaton, 2010; Thomas, 2002). Antes bien, las diferencias más importantes que provienen de estos estudios apuntan a la frecuencia de ira. En todo caso, sería necesario realizar nuevos estudios que analicen estas dos dimensiones de la experiencia de ira en relación con la edad, en el contexto específico de la conducción.

Por otra parte, es preciso tener en cuenta que los resultados también pueden haberse visto afectados por las características de la versión abreviada de la DAS. En este sentido, las situaciones descritas en los reactivos constituyen eventos frecuentes en el ámbito de la conducción, dejando de lado otras situaciones atípicas que podrían afectar diferencialmente las reacciones de ira en conductores jóvenes y de mayor edad. En consideración, de cara a futura investigaciones podría ser interesante comparar la ira experimentada por conductores de distintas edades a través de instrumentos que contemplen un mayor universo de situaciones posibles que generan ira en la conducción.

En lo que respecta a la validez externa, el patrón de correlaciones observadas entre los factores de la DAS y los comportamientos durante la conducción evaluados a través del MDSI proporcionaron evidencia de validez concurrente. Específicamente, tal como se esperaba en base a los resultados de diferentes investigaciones (Bachoo et al., 2013; Deffenbacher et al., 2001; Deffenbacher et al., 2003; Stephens & Groeger, 2011), los conductores más coléricos informaron un mayor nivel de conducción agresiva y riesgosa. Adicionalmente, las correlaciones significativas encontradas entre algunos factores de la DAS y los estilos de conducción ansioso, disociativo y cordial y prudente sugieren la importancia de examinar el rol las experiencias de ira sobre otros comportamientos de conducción que tradicionalmente han sido relegados en el estudio de los correlatos conductuales de la ira en el tránsito.

En resumen, los resultados de este trabajo evidencian buenas propiedades psicométricas de la escala DAS reducida en conductores argentinos. Con todo, sería valioso efectuar nuevos estudios que analicen otras propiedades importantes como la estabilidad y la validez convergente y discriminante de la escala. Asimismo, en vista de los resultados obtenidos en este trabajo y en investigaciones previas (Herrero-Hernández, 2011) sería provechoso agregar nuevos ítems al factor conducción temeraria a fin de incrementar su fiabilidad. Finalmente, a partir de la inconsistencia en la estructura factorial obtenida en los diferentes trabajos de adaptación del DAS, consideramos necesario y útil la realización de estudios transculturales mediante análisis factorial confirmatorio multigrupo que examinen la invarianza estructural del DAS y aporten mayor claridad sobre la dimensionalidad del constructo de ira en la conducción.

Este trabajo constituye un insumo valioso para la investigación psicológica del comportamiento vial en Latinoamérica, y particularmente en Argentina. En efecto, a pesar de la magnitud que suponen los accidentes de tránsito y las consecuencias resultantes en nuestra región, el desarrollo científico de la Psicología del Tránsito es incipiente (Ledesma, Peltzer & Poó, 2008). Al respecto, podrían destacarse varios motivos, siendo uno de ellos la ausencia de instrumentos de medición. En virtud de esto, los resultados de la presente investigación posibilitarán la apertura de líneas de investigación centradas en el estudio de la ira en la conducción. Al mismo tiempo, permite disponer de un instrumento de evaluación útil para identificar conductores con elevada tendencia a experimentar ira al volante, diseñar intervenciones ajustadas a cada conductor y evaluar el impacto de tales intervenciones.

Referencias

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Resumen

Resumen

El presente artículo tiene como objetivo analizar las propiedades psicométricas de la Escala de Soledad de Jong Gierveld. La muestra está compuesta por 509 jóvenes y adultos peruanos, 371 hombres y 138 mujeres de Lima Metropolitana, con una edad media de 21.42 años; se dividió la muestra en dos subgrupos para realizar el análisis factorial exploratorio y confirmatorio. Los resultados obtenidos muestran que el análisis descriptivo, basado en la asimetría y curtosis, proporcionó información para la detección de la no-normalidad de los datos. Asimismo, la escala de soledad evidencia una adecuada fiabilidad (ω = .83). El análisis factorial exploratorio reveló la existencia de un solo factor, lo cual no fue confirmado mediante el análisis factorial confirmatorio que indicó que los ítems se agrupan en torno a un modelo de dos factores relacionados, cuya estructura presenta aceptables bondades de ajuste. En base a los resultados se concluye que la escala de soledad cuenta con adecuadas evidencias de validez y fiabilidad para evaluar la soledad en muestra peruana de jóvenes y adultos.

Palabras Clave: Soledad, análisis factorial, estudios de validación, confiabilidad

Introducción

Introducción

Conceptualizar la soledad e intentar medirla es una tarea compleja (Cuny, 2001; Carvajal-Carrasco & Caro-Castillo, 2009, Montero & Sánchez-Sosa, 2001). Diversos estudios señalan, por un lado, que las personas que experimentan el sentimiento de soledad en su vida, pueden hacerlo de manera transitoria o duradera como un momento para reflexionar sobre sí mismo (Pérez, 1997; Rotenberg & Hymel, 1999). Por otro lado, la soledad puede ser definida como una experiencia desagradable y subjetiva, que es resultado de la percepción de relaciones sociales deficitarias (Perlman & Peplau, 1981; De Jong Gierveld, 1987), siendo emocionalmente angustiante y evitado por muchas personas (Rokach, 2012). Así también, puede ser definida como una reacción, de tipo cognitiva y afectiva, de una persona ante la pérdida de las relaciones sociales (Cuny, 2001) o como la percepción de una diferencia entre las relaciones sociales establecidas actualmente y las deseadas (Sermat, 1978).

Para Weiss (1973), la soledad, es una respuesta frente a la ausencia de una relación significativa, distinguiendo dos tipos de soledad: en primer lugar, la soledad emocional, concebida como un sentimiento intenso de vacío, abandono y desolación como consecuencia de la falta de una pareja romántica o el establecimiento de relaciones cercanas. En segundo lugar, la soledad social, referida a la percepción de la falta de amigos, hermanos, vecinos, etc. Otra diferencia respecto a la soledad la establecen Rubio y Aleixandre (2001) quienes señalan que estar solo, sería distinto a sentirse solo; entendiendo el primer concepto como un sentimiento interno y doloroso; mientras que el segundo es la carencia de compañía tanto social como familiar.

Siguiendo a Perlman y Peplau (1981), es posible identificar tres características comunes a todas las definiciones anteriormente citadas: primero, la soledad es resultado de un establecimiento inadecuado de relaciones interpersonales; segundo, es experimentada de manera subjetiva, contrario al aislamiento social, en donde se evidencia un distanciamiento físico y; en tercer lugar, la soledad conlleva una carga estresante y no placentera.

Estudios en población general (Andersson, 1982; Bradburn, 1969; Rubenstein, Shaver & Peplau, 1979; Sermat, 1980) reportan que el porcentaje de personas que experimentan sentimientos de soledad a lo largo de su vida varía entre el 15% y 30%. Estudios más actuales señalan la existencia de altos niveles de soledad en adolescentes y jóvenes (Cava, Musitu & Murgui, 2007). Si bien estos datos son importantes, la antigüedad de los estudios de prevalencia sobre la soledad puede no reflejar con exactitud su incidencia actual (Heinrich & Gullone, 2006). La información anterior, refleja que la soledad es un fenómeno de estudio psicosocial debido a las repercusiones que trae en el funcionamiento psicológico y el establecimiento de relaciones sociales del individuo a lo largo de su vida, convirtiéndose en un problema importante a nivel poblacional (Borges, et al., 2008; Cardona, Villamil, Henao & Quintero, 2010; Yárnoz, 2008).

En este sentido, uno de los problemas acerca de la soledad es el poco interés de su estudio en la población joven, siendo frecuentemente estudiada en adultos mayores (Dykstra, 2009) y asociado con la depresión (Alpass, & Neville, 2003; Cacioppo, Hughes, Waite, Hawkley, & Thisted, 2006; Luanaigh & Lawlor, 2008; Mushtaq, Shoib Shah & Mushtaq, 2014; Wei, Shaffer, Young & Zakalik, 2005). Contrario a esto, estudios reportan que la presencia de sentimientos de soledad es más frecuente a edades tempranas (Perlman & Landolt, 1999). Así una investigación (Parlee, 1979) señala que el porcentaje de personas menores de 18 años que manifiestan sentirse solo a veces o a menudo es de79 %, las de 18 a 24 años son el 71 %, de 25 a 34 años conforman el 69%, de 35 a 44 años es el 60 %, de 45-a 54 años el 53 %, mientras que el porcentaje disminuye en personas de 55 años y más con un 37%.

La importancia de los estudios de soledad, radica en que se encuentra relacionada de manera negativa con variables asociadas a la salud, tanto física como mental (Yárnoz, 2008). A nivel físico, la soledad se asocia con trastornos de alimentación (Carvajal-Carrascal & Caro Castillo, 2009), problemas cardiovasculares (Cacioppo, Hawkley, Crawford et al., 2002), problemas de sueño (Cacioppo et al, 2000; Heinrich y Gullone, 2006), adicción al tabaco (Derbyshire, 2010), disminuye el bienestar y tiene efectos nocivos para la salud física (Hawkley, & Cacioppo, 2003). Por otro lado, la presencia de sentimientos recurrentes de soledad afecta la salud mental y el funcionamiento psicológico (McWhirter, 1990), estando asociado con mayores probabilidades de padecer depresión (Mahon, Yarcheski & Yarcheski, 2001; Nolen - Hoeksema & Ahrens, 2002), baja satisfacción con la vida (Moore & Schultz, 1983), pobre calidad de las interacciones sociales (Hawkley et al, 2003), recurrencia de ideaciones suicidas (Stravynski & Boyer, 2001). Así mismo, se relaciona con el trastorno de personalidad por evitación, trastorno límite de la personalidad (American Psychiatric Association, 2000), personalidad dependiente (Overholser, 1992), ansiedad social (Anderson & Harvey, 1988) y esquizofrenia (DeNiro, 1995). A nivel educativo, la soledad se encuentra asociada con elevadas tasas de deserción escolar (Asher & Paquette, 2003) y bajo rendimiento académico (Larson, 1999). Para una revisión más exhaustiva del significado que tiene la soledad para la salud mental se sugiere revisar a Heinrich y Gullone (2006).

A pesar de su importancia, en el Perú son escasos los estudios sobre soledad. Los dos únicos estudios identificados están referidos a la validación de un instrumento de soledad en población juvenil, publicado hace casi 20 años (Zambrano, 1997), análisis del sentimiento de soledad y las actitudes hacia la soledad en estudiantes universitarios de primeros ciclos de una universidad privada de la ciudad de Lima (Cuny, 2001).

A partir de los hallazgos, que muestra lo complejo e importante de la soledad en relación a la salud en general, surge la necesidad de contar con instrumentos que pretendan evaluarla directamente, así como también evaluar la eficacia y efectividad de programas de intervención relacionadas al tema. En ese sentido, son diversos los instrumentos destinados a evaluar la soledad como la Escala de Soledad de UCLA en su versión original (Russell, Peplau & Ferguson, 1978) y revisada (Russell, Peplau & Cutrona, 1980), la Escala de Soledad Social y Emocional para Adultos, (SESLA) (DiTomasso & Spinner, 1993) y su versión reducida, la SELSA-S (DiTomasso, Brannen & Best, 2004), la escala de medición de la soledad ESTE (Rubio & Aleixandre, 1999), y la Escala de Soledad de De Jong Gierveld (De Jong Gierveld & Kamphuis, 1985), entre otros.

De entre todas las escalas mencionadas, la Escala de Soledad de De Jong Gierveld es una de las más empleadas a nivel internacional para medir la soledad (Buz & Prieto, 2013). La escala tiene sus fundamentos teóricos en el modelo cognitivo de la soledad de De Jong Gierveld (1987), que conceptualiza la soledad como resultado de la diferencia entre las relaciones sociales que desea el individuo y las que presenta en realidad. El modelo teórico de De Jong Gierveld (1987), se caracteriza por ser breve y de fácil entendimiento, lo cual ha permitido que sea utilizado en investigaciones llevadas a cabo en diferentes países no evidenciando sesgos culturales (Buz & Prieto, 2013; Scharf & De Jong Gierveld, 2008).

La Escala de Soledad de De Jong Gierveld (De Jong Gierveld & Kamphuis, 1985) ha sido revisada psicométricamente en varios países. Así entre los principales estudios, se puede mencionar que, en Israel se evaluó a 2100 adultos mayores encontrando una adecuada fiabilidad (KR = .86) y una estructura factorial de tres dimensiones denominadas soledad emocional de primer y segundo orden y soledad social (Iecovich, 2013). De Jong Gierveld y Van Tilburg (2010), realizaron un estudio transcultural que incluyó personas con edades de entre 18 a 59 años de 7 países: Francia, Alemania, Países Bajos, Rusia, Bulgaria, Georgia, y Japón. El tamaño de la muestra varió entre 8.158 y 12.828 personas. Los coeficientes de fiabilidad en la dimensión soledad emocional oscilaron entre .81 a .86. En cuanto, a la dimensión soledad social varió entre .85 a .90. En España (Buz & Prieto, 2013), se examinó las propiedades psicométricas de la escala a través del modelo de Rasch en una muestra de 614 personas, entre los 60 y 96 años. Los resultados muestran baja fiabilidad de las puntuaciones; mientras que el análisis factorial confirma una estructura unidimensional. En China (Leung, De Jong Gierverld & Lam, 2008), se evaluó a 103 adultos mayores de la ciudad de Hong Kong con una versión breve de la escala de 6 ítems, reportándose una fiabilidad aceptable (KR = .76) y una estructura factorial de dos dimensiones con tres ítems cada uno de ellos.

Los resultados de los estudios psicométricos de la Escala de Soledad de De Jong Gierveld (De Jong Gierveld & Kamphuis, 1985), han generado un debate respecto a su estructura factorial. Algunos autores han resaltado la aparición de dos dimensiones que han denominado soledad social y emocional (De Jong Gierveld & van Tilburg, 1992; van Tilburg, 1988; Van Baarsen et al., 1999; Van Baarsen, Snijders, Smit & Van Duijn, 2001; Zammuner, 2008; Kunts, Bogaerts & Winkel, 2010). Sin embargo, otros estudios señalan que no existe una base teórica para la determinación de bidimensionalidad respecto a la soledad (De Jong Gierveld & Kamphuis, 1985, p. 295), atribuyendo la aparición de un segundo factor al efecto del método de los ítems inversos (Buz & Prieto ,2013), lo cual es confirmado a través de un estudio transcultural llevado a cabo en siete países (De Jong Gierveld & Van Tilburg, 2010). Otros autores, buscando una solución al problema, señalan que es posible considerar tanto la escala unidimensional y la bidimensional (Heylen, 2010), sugiriendo denominarla escala de 11 ítems bidimensional de De Jong Gierveld (Zammuner, 2008).

En base a los supuestos teóricos y la evidencia empírica presentada, en la presente investigación se ha considerado como objetivo analizar las propiedades psicométricas de la Escala de Soledad de De Jong Gierveld (De Jong Gierveld & Kamphuis, 1985) en una muestra de jóvenes y adultos peruanos. Este objetivo se justifica a partir de cuatro aspectos fundamentales: primero, se evidencia una ausencia de estudios acerca de la estructura factorial y propiedades psicométricas de la escala en población peruana. En segundo lugar, como se ha mencionó anteriormente, si bien la gran mayoría de estudios psicométricos de la escala se han realizado en población anciana, los estudios de prevalencia demuestran una mayor frecuencia de sentimientos de soledad a edades tempranas (Perlman & Landolt, 1999) lo que justifica el explorar las propiedades psicométricas en población joven universitaria. Tercero, a nivel teórico, el estudio permitirá revisar si la estructura factorial es igual o diferente a los estudios previamente realizados a nivel internacional, así como examinar el comportamiento de los ítems en un contexto cultural diferente al lugar donde se construyó (Fernández, Pérez, Alderete, Richaud & Fernández, 2010; Muñiz, Elosua & Hambleton,2013), colocando en la palestra el constructo soledad dando inicio a su estudio sistemático en población juvenil peruana y no solo adulta mayor con previamente se ha venido realizando (Cardona, Villamil, Henao & Quintero, 2010; Rubio & Aleixandre, 2001). En cuarto lugar, a nivel práctico, la breve extensión de la escala permite tener una medida de autoinforme rápida y válida de la soledad, reduciendo así costos de aplicación y análisis, siendo útil también su aplicación en estudios epidemiológicos a gran escala o como parte de una batería de instrumentos.

Método

Método

Resultados

Resultados

Discusión

Discusión

El presente artículo tuvo como objetivo validar la Escala de Soledad de De Jong Gierveld (Buz & Prieto, 2013) en una muestra de jóvenes y adultos de Lima Metropolitana. Los resultados indican que la escala debe ser interpretada como una escala bidimensional oblicua. Lo anterior concuerda con otros estudios en población joven y adulta (Van Baarsen et al., 1999; Zammuner; 2008; Kunts, Bogaerts & Winkel, 2010).

El AFE indicó que la escala versión peruana, es unidimensional; algo que concuerda con lo expuesto por De Jong Gierveld & Kamphuis (1985) quienes refieren la no existencia de base empírica para la bidimensionalidad. No obstante, algunos autores (De Jong Gierveld & van Tilburg, 2010; Zammuner, 2008) revelan también la presencia de una estructura con dos factores oblicuos compuesto por ítems positivos y negativos, designado a estos factores como soledad social y emocional (De Jong Gierveld & van Tilburg, 1992; van Tilburg, 1988).

Por esta razón, se buscó corroborar este resultado mediante el AFC por ser una técnica robusta, modelándose cuatro estructuras factoriales en la búsqueda de analizar cuál de ellos presenta el mejor ajuste; en primer lugar, un modelo con un solo factor; segundo, un modelo con dos factores ortogonales con la participación de ítems formulados en sentido positivo y negativo; en tercer lugar, el modelo de dos factores oblicuos con la participación de ítems positivos y negativos; y en cuarto lugar, un modelo con un factor general con dos factores específicos (con ítems positivos y negativos). Los resultados indican que el modelo 4 (bifactor) mostró bondades de ajuste excelentes. Sin embargo, resulta difícil de ser interpretado (Rios & Wells, 2014). Por esa razón, se examinó los índices de resistencia factorial, para decidir con fines prácticos, si se trata de una escala unidimensional o bidimensional. Por esa razón, revisó el omega jerárquico ≤ .80, la varianza común explicada y el porcentaje de correlaciones no contaminadas ≤ .70. Estos hallazgos revelaron que los factores específicos (ítems positivos e inversos) ejercen una fuerte influencia sobre el factor general, indicando la bidimensionalidad; por ende, el modelo 3, podría ser una mejor estructura para la escala de Soledad De Jong Gielverd; que si bien, no tiene valores de ajuste excelentes como el modelo 4, no son nada despreciables. Esta influencia de los ítems positivos e inversos concuerda con los reportado por Buz y Prieto (2013) y De Jong Gierveld y Van Tilburg (2010).

Asimismo, se comprobó que la confiabilidad de la escala, en función de la estructura bidimensional oblicua sugerida siendo considerada buena (ω = .83); situación similar a lo señalado por De Jong Gierveld y Van Tilburg (2010) en un estudio transcultural que incluyó 7 países para edades de entre 18 a 59 años.

Los resultados de la estructura factorial y la confiabilidad, parecen sugerir que una estructura bidimensional oblicua es pertinente en la población de jóvenes, adultos y adultos mayores (Kunts, Bogaerts & Winkel, 2010). Lo anterior estaría en relación a lo mencionado por Pinquart y Sörensen (2001) quienes señalan que la soledad se desarrolla en forma de “U”, siendo percibida con niveles altos en la juventud, disminuyendo en la adultez e incrementándose en grupos de personas adultas mayores. La diferencia de la percepción de soledad entre jóvenes y adultos mayores radicaría, según algunos autores (Hawkley et al., 2008), en los diferentes factores que ocasionan la percepción de soledad, en la vejez están más relacionadas a la pérdida de seres queridos y la disminución del contacto social producto de la disminución de las capacidades físicas.

En conclusión, los resultados de la Escala de Soledad De Jong Gielverd aplicada a jóvenes y adultos peruanos, es válida y confiable La elección del modelo 3, resulta parsimonioso y coherente con estudios previos (Moorer & Suurmeijer, 1993; Van Tilburg & Leeuw, 1991; Tilburg, 1992; van Tilburg, 1988; Zammuner, 2008).

A pesar de los resultados obtenidos, existen algunas limitaciones a considerar, como: el tamaño muestral, el mismo que fue no probabilístico, presentándose mayor cantidad de personas de un sector de Lima Metropolitano. Ante la ausencia de estudios con la escala de soledad De Jong Gielverd, en el Perú y en la región, los resultados aquí encontrados deben ser tomados como no concluyentes. Asimismo, se recomienda continuar con el estudio de la escala de soledad De Jong Gielverd mediante otros métodos de validación como los de validación convergente y divergente (Campbell & Fiske, 1959) y el análisis de los ítems desde el modelo Rasch, con el cual la escala fue originalmente creada.

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