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ESCALA DE SATISFACCIÓN CON LA VIDA
ESCALA DE SOCIALIZACION PARENTAL EN LA ADOLESCENCIA (ESPA 29)
ESCALA CONSUMO DE TABACO
ESCALA CONSUMO DE ALCOHOL
ESCALA CONSUMO DE DROGAS ILEGALES
ESCALA DE ASERTIVIDAD
ESCALA DE SINTOMATOLOGIA DEPRESIVA
ESCALA CONDUCTA ALIMENTARIA DE RIESGO
ESCALA DE ALEXITIMIA TAS-20
ESCALA DE APOYO FAMILIAR Y DE AMIGOS
ESCALA DE COMUNICACION FAMILIAR
ESCALA DE FUNCIONALIDAD FAMILIAR
ESCALA DE CONDUCTA DELICTIVA Y VIOLENTA EN EL AULA
ESCALA DE APOYO SOCIAL COMUNITARIO
CUESTIONARIO DE LA FORMA CORPORAL (BSQ)
ESCALA DE AUTOCONCEPTO (AF5)
ESCALA DE IDEACION SUICIDA
ESCALA DE ESTRÉS PERCIBIDO (PSS)
ESCALA DE AJUSTE ESCOLAR
CLIMA SOCIAL EN EL AULA

ESCALA DE SATISFACIÓN CON LA VIDA

Características del cuestionario:

Nombre: Escala de Satisfacción con la Vida.

Autores: Diener, Emmons, Larsen y Griffin (1985).

Adaptación: Atienza, Pons, Balaguer y García-Merita (2000).

Nº de ítems: 5

Tiempo aproximado de aplicación: 3-4 minutos.

Población a la que va dirigida: A partir de los 11 años.

Codificación Aporta un índice general de Satisfacción con la Vida.

(ítem 1 + ítems 2 + ítem 3 + ítem 4 + ítem 5).

Propiedades psicométricas:

La escala original consta de cinco preguntas que se responden en una escala tipo lickert con siete posibilidades de respuesta.

El análisis factorial exploratorio mostró una estructura monofactorial que explicó el 53.7% de la varianza.

Fiabilidad: La fiabilidad es de .81

Para esta investigación (tesis) se utilizo la adaptación del grupo lisis que consta de cinco ítems dos de los cuales son inversos (3 y 5). El instrumento se responde mediante una escala likert de 4 posibilidades de respuesta. Al presentar una escala contrabalanceada (Segura y González, 2000) el Análisis Factorial arroja dos factores, sin embargo al forzar la solución a un solo factor se puede apreciar la bipolaridad del factor al presentar los ítems inversos cargas negativas altas asumiendo una estructura unifactorial bipolar.

El coeficiente de consistencia interna de esta adaptación fue de .62 en la presente investigación.

Puntuación: la escala original presenta un recorrido de 5 a 35 puntos, (Pavot y Diener, 1993) en donde las puntuaciones de 5 a 9 representan extrema insatisfacción; 10 a 14 insatisfacción; 15 a 19 moderada insatisfacción; 20 a 24 moderada satisfacción: 25 a 29 Satisfacción; 30 a 35 Extrema satisfacción. Para la adaptación de la escala contrabalanceada las puntuaciones se estimaron en cuatro rangos 5 a 8 Insatisfecho; 9 a 12 ligeramente insatisfecho; 13 a 16 ligeramente satisfecho; 17 a 20 satisfecho.

Validez: Esta escala correlaciona negativa y significativamente con soledad, estrés percibido y sintomatología depresiva, y positiva y significativamente con comunicación con el padre y la madre, clima social familiar, autoestima social. Atienza, Pons, Balaguer y García-Merita (2000).

Referencias:

- Atienza, F. L., Pons, D., Balaguer, I. y García-Merita, M. (2000). Propiedades psicométricas de la escala de satisfacción con la vida en adolescentes. Psicothema, 12, 314-320.

- Diener, E., Emmons, R., Larsen, R.J., y Griffin, S. (1985). The Satisfaction With Life Scale. Journal of Personalitiy Assessment, 49, 71-75 Pavot, W. Diener, E. Review of the Satisfaction With Life Scale (1993). Psychological Assessment. 5 (2) 164-172.

- Segura, S y González, V. (2000). Medición de constructos bipolares mediante escalas tipo likert: ¿Por qué aparecen los factores monopolares? Psicothema . 12 (3) 471-479.

CUESTIONARIO

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SOCIALZACIÓN PARENTAL EN LA ADOLESCENCIA (ESPA 29)

Características del cuestionario:

Nombre: Escala Socialización Parental en la Adolescencia (ESPA29).

Autores: Musitu y García. (2001).

Nº de ítems: 29

Administración: Individual o Colectiva.

Tiempo aproximado de aplicación: 20 minutos.

Población a la que va dirigida: Desde los 12 a los 18 años .

Codificación:

Afecto : Item1+Item3+Item5+Item7+Item10+Item14+Item16+Item18+Item22+Item23+Item24+

Item27+Item28.

Indiferencia: Item1+Item3+Item5+Item7+Item10+Item14+Item16+Item18+Item22+Item23+Item24+

Item27+Item28.

Diálogo: Item2+Item4+Item6+Item8+Item9+Item11+Item12+Item13+Item15+Item17+Item19+Item20

+Item21+Item25+Item26+Item29.

Displicencia:

Item2+Item4+Item6+Item8+Item9+Item11+Item12+Item13+Item15+Item17+Item19+

Item20+Item21+Item25+Item26+ Item29.

Coerción verbal:

Item2+Item4+Item6+Item8+Item9+Item11+Item12+Item13+Item15+Item17+Item19

+Item20+Item21+Item25+Item26+ Item29.

Coerción física:

Item2+Item4+Item6+Item8+Item9+Item11+Item12+Item13+Item15+Item17+Item19

+Item20+Item21+Item25+Item26+item 29.

Privación:

Item2+Item4+Item6+Item8+Item9+Item11+Item12+Item13+Item15+Item17+Item19

+Item20+Item21+Item25+Item26+Item 29.

Las dimensiones anteriores se combinan de la siguiente forma.

Aceptación/Implicación: Afecto+Indiferencia+Diálogo+Displicencia.

Coerción/Imposición: Coerción verbal+Coerción física+Privación.

Propiedades psicométricas:

Fiabilidad: La consistencia interna del conjunto global de la escala es de 0,968 según alfa de Cronbach. Madre: afecto 0,943; indiferencia 0,918; diálogo 0,930; displicencia 0,840; coerción verbal 0,897; coerción física 0,901 y privación 0,913. Padre: afecto 0,940; indiferencia 0,922; diálogo 0,931; displicencia 0,820; coerción verbal 0,901; coerción física 0,907 y privación 0,916.

Validez: Los hijos y las hijas percibían que la acción socializadora del padre respecto de la madre, se caracterizaba por un grado mayor de Aceptación/Implicación. No existen diferencias entre las edades (Musitu y García 2001).

CUESTIONARIO

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ESCALA CONSUMO DE TABACO

Características del cuestionario:

Nombre:Fagerström Test for Nicotine Dependence (FTND).

Autores: Heatherton, T., Kozlowski, L., Frecker R., et al. (1991) .

Adaptación:En México este instrumento fue validado por E. Becoña y F.L. Vázquez (1998). Villarreal-González (2009) realizo una adaptación en la codificación del instrumento ya que la versión original está dirigida exclusivamente a fumadores y no a población abierta por lo que se agrego a todos los ítems una opción de 0 para diferenciar a los sujetos consumidores de los no consumidores por lo que las puntuaciones oscilan entre 0 a 10.

Nº de ítems: 6
Se trata de un cuestionario autoadministrado, diseñado para la evaluación de la dependencia nicotínica relacionada con el consumo de cigarrillos. La versión original, Fagerström Tolerance Questionnaire (FTQ), (Fagerström, 1978) contenía 8 ítems. Posteriormente en 1991, Heatherton et al. propusieron la supresión de 2 ítems (cantidad de nicotina que contiene sus cigarrillos y si el paciente se traga o no el humo) ya que no encontraron una relación adecuada con las medidas bioquímicas y contribuían a las deficientes propiedades psicométricas del cuestionario. De este modo, surgió el Fagerström Test for Nicotine Dependence (FTND), cuestionario de 6 ítems que analiza la cantidad de cigarrillos consumidos por el paciente, la compulsión por fumar y la dependencia nicotínica.

Estructura Factorial: El análisis factorial por componentes principales de la adaptación de Villarreal-González (2009) presenta una solución unifactorial con un 88.4 % de varianza explicada.

Codificación: Los items se contestan de dos modos diferentes: 4 de ellos son de respuesta dicotómica (si o no) y los otros 2 se responden según una escala tipo Likert de 4 puntos (0 a 3 puntos). La puntuación total se obtiene sumando las puntuaciones obtenidas en cada item y oscila de 0 a 10 puntos.

Interpretación:Es un cuestionario muy breve y fácil de aplicar, esto lo convierte en un buen dispositivo de screening y una guía útil para planificar la estrategia de tratamiento y su intensidad. Aunque en el trabajo original, los autores no proponen puntos de corte se establece que cuanto mayor es la puntuación, más elevada es la adicción. Se considera dependencia baja si la calificación es de 4 puntos o menos: dependencia moderada si es de 5 ó 6 puntos y dependencia alta si es de 7 puntos ó más. Se considera dependencia alta con puntaje mayor o igual a 6 y dependencia moderada con puntaje igual o menor a cinco. Diferentes estudios indican que los fumadores que puntúan alto en el FTND se beneficiarán del uso alternativo de chicles o spray nasal de nicotina incluso a dosis altas. Por otra parte, los parches de nicotina y el bupropion tienen una eficacia parecida en fumadores con puntuaciones altas o más bajas en el FTND.

Administración: Individual o Colectiva

Tiempo aproximado de aplicación 7 minutos.

Población a la que va dirigida: Desde los 11 años hasta los 20 años.

Propiedades psicométricas :

Fiabilidad:En la escala original, el coeficiente de consistencia interna (alfa de Cronbach) obtenido en tres muestras clínicas oscilo de 0.56 a 064. El coeficiente de correlación intraclases (CCI) obtenido en la prueba test-retest, administrada inicialmente por teléfono y posteriormente mediante entrevista fue de 0.88. La adaptación Mexicana, obtuvo un coeficiente de consistencia interna de .97 .

Validez:: Los coeficientes de correlación de Pearson obtenidos en la prueba de validez convergente fueron moderados, con determinadas medidas biológicas, cotinina metabolito de la nicotina) en orina y CO alveolar, oscilaron de 0.25 a 0.40 y con el número de años de fumador se obtuvo una r = 0.52.

Referencias:

- Begoña, E. y Vázquez, F. (1998). The Fagerström Test for Nicotine Dependence in a Spanish sample. Psychological Reports, 83(3), 1455-1458.

- Benjet, C., Wagner, F., Borges, G. y Medina-Mora, M. (2004). The relationship of tobacco smoking with depressive symptomatology in the Third Mexican National Addictions Survey. Psychological Medicine 34, 881-888.

- Davies, J., Ross, A. y Sudbery, M. (2008). The Fagerström Test of Nicotine Dependence and its relationship to NRT use and readiness-to-quit. Journal of substance Use, 13(5), 340-348.

- Fagerström K. (1978). Measuring degree of physical dependence to tobacco smoking with reference to individualization of treatment. Addictive Behaviors 3, 235-246.

- Heatherton, T., Kozlowski, L., Frecker R., et al. (1991). The Fagerström Test of Nicotine Dependence: a revision of the Fagerström Tolerance Questionnaire. British Journal of Addiction, 86, 1119-1127.

- Lichtenstein, E. y Mermelstein R. (1986). Some methodological cautions in the use of the Tolerante Questionnaire. Addictive Behaviours, 11, 439-442.

- Medina-Mora, M., Bores, G., Fleiz, C., Rojas, E., Zambrano, J., Villatoro, J. y Aguilar-Gaxiola, S. (2006). Prevalence and correlates of drug use disorders in Mexico. Revista Panamericana de Salud Publica, 19(4), 265-276.

- Villarreal-González, M. (2009). Un Modelo Estructural del Consumo de Drogas y Conducta Violenta en Adolescentes Escolarizados. (Tesis doctoral inédita). Universidad Autónoma de Nuevo León, México.

CUESTIONARIO

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ESCALA DE CONSUMO DE ALCOHOL

Nombre: Alcohol Use Disorders Identification Test (AUDIT).

Autores:Saunders, Aasland, Babor, De la Fuente y Grant, (1993).

Adaptación: Rubio (1998).

Nº de ítems: 10

Codificación: Las ocho primeras cuestiones tienen 5 posibles respuestas, que se puntúan de 0 a 4 y las dos últimas 3 posibles respuestas que puntúan 0-2-4. El rango es de 0 a 40. Las tres primeras preguntas exploran la cantidad y frecuencia del consumo de alcohol. Una alta puntuación en estos ítems sugiere que la persona está bebiendo alcohol de forma abusiva, y explora el área relacionada con el consumo abusivo de alcohol. Una alta puntuación de las preguntas de la cuatro a las seis indica que existe dependencia de consumo de alcohol, y que la persona manifiesta alguno de los siguientes síntomas: no poder parar de beber después de haber iniciado, dejar de hacer algo por beber, beber en la mañana siguiente después de haber bebido en exceso el día anterior o sentirse culpable o tener remordimientos por haber bebido. Si puntúa alto en las preguntas de la siete a la diez se considera consumo dañino o perjudicial, y el consumidor afirma que se siente culpable por haber bebido, olvidar algo cuando estuvo bebiendo, que se haya lastimado o que alguien ha resultado lesionado como consecuencia de su ingestión de alcohol y que un amigo, familiar o personal de salud se ha preocupado por la forma en que bebe.

Administración: Individual o Colectiva.

Tiempo aproximado de aplicación: 14 minutos.

Población a la que va dirigida: Desde los 11 años.

Propiedades psicométricas:

Fiabilidad: El alfa de Cronbach es de 0.80. Siguiendo los criterios de la OMS sobre problemas relacionados con el consumo de alcohol, si se establece un punto de corte 11 la sensibilidad es de 0.84 y la especificidad de 0.71. Si el punto de corte se sitúa en 13 la sensibilidad es de 0.70 y la especificidad de 0.78.

Validez:: Los hombres muestran mayor consumo que las mujeres. Las mujeres aceptan con mayor facilidad la canalización al tratamiento que los hombres.

Referencias:

- Landero, R. y Villarreal, M. (2007). Consumo de alcohol en estudiantes en relación con el consumo familiar y de los amigos. Revista psicología y salud, 17(1), 17-23

- Lucio, E., Gómez, H., Morales, R. y Pérez, R.M. (2009). Uso del AUDIT y el DAST 10 para la identificación de abuso de sustancias psicoactivas y alcohol en adolescentes. Revista Colombiana de Psicología, 18(1), 9-17.

- Medina-Mora, ME. (2007). Mexicans and alcohol: patterns, problems and policies. Addiction, 102, 1041-1045

- Mora Ríos, J., Natera, G. y Juárez, F. (2005). Expectativas relacionadas con el alcohol en la predicción del abuso en el consumo en jóvenes. Salud Mental, (28), 82-90.

- Rubio, G. (1998). Validación de la prueba para la identificación de trastornos por el uso de alcohol (AUDIT) en atención primaria. Revista Clínica Especializada. 198, 11-14.

- Saunders, J., Aasland, O., Babor T., De La Fuente J. y Grant, M. (1993). Development of the Alcohol Use Disorders Identification Test (AUDIT): WHO collaborative project on early detection of persons with harmful alcohol consumption-II. 88, 791-804.

- Schmidt, A., Barry, K. y Fleming, M. (1995). Detection Of Problem Drinkers: The Alcohol Use Disorders Identification Test (AUDIT). Southern Medical Journal, 88(1), 52-59.

- Villarreal-González, M. (2006). Predictores en el Consumo de Alcohol en estudiantes de Preparatoria. (Tesis inédita de maestría). Universidad Autónoma de Nuevo León

- Villarreal-González, M. (2009). Un Modelo Estructural del Consumo de Drogas y Conducta Violenta en Adolescentes Escolarizados. (Tesis doctoral inédita). Universidad Autónoma de Nuevo León, México.

- Villarreal-González, M. y Landero, R. (2008). La relación de las variables socio demográficas en el consumo de alcohol en estudiantes de preparatoria. En Moral, J., Landero, R. González, M. (Eds.). Psicología de la salud en adolescentes y jóvenes. Monterrey: Universidad Autónoma de Nuevo León.

- Villarreal-González, M., Sánchez-Sosa, J.C., Musitu, G. y Varela, R. (2010). El consumo de alcohol en adolescentes escolarizados. Propuesta de un modelo sociocomunitario. Intervención Psicosocial, 19(3), 253-264. doi:10.5093/in2010v19n3a6

- Volk, R., Steinbauer, J., Cantor, S. y Holzer, C. (1997). The Alcohol Use Disorders Identification Test (AUDIT) as a Screen for At-Risk Drinking in Primary Care Patients of Different Racial/Ethnic Backgrounds. Addiction, 92(2), 197-206.

CUESTIONARIO

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ESCALA CONSUMO DE DROGAS ILEGALES

Características del cuestionario:

Nombre: Escala de consumo de drogas Ilegales.

Autores: Medina-Mora, Gómez-Mont y Campillo, 1981.

Nº de ítems: 15

Tiempo aproximado de aplicación: 10 a 12 minutos.

Población a la que va dirigida: A partir de los 11 años.

Codificación: Las respuestas son dicotómicas Si o No, Para cada droga los aspectos principales que se preguntan son el uso alguna vez en la vida ( DI ) y frecuencia de uso (prevalencias)( DIF ), así como la edad del sujeto cuando uso la droga por primera vez (DIE).

Propiedades psicométricas:

Referencias:

- Medina-Mora, Me., Gómez-Mont, F., Campillo, C. (1981). Validity and reliability of a high school drug use questionnaire among Mexican Students. Bulletin on Narcotics, 33(4):67-76.

CUESTIONARIO

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ESCALA DE ASERTIVIDAD

Características del cuestionario:

Nombre: Escala de Asertividad de Rathus (RAS) Autor: Rathus (1973). Nº de ítems: 30 Tiempo aproximado de aplicación Población a la que va dirigida:

Esta escala mide el comportamiento social autoafirmativo del sujeto, o dicho de otro modo, la capacidad que tienen los sujetos para defender sus derechos. El instrumento consta de 30 items y evalúa el grado de acuerdo o desacuerdo del individuo con 6 opciones de respuesta en cada ítem (desde +3, muy característico de mí; hasta –3, muy poco característico de mí) con una serie de situaciones ante las que debe manifestar comportamientos asertivos en mayor o menor medida.

Codificación: Los ítems 1, 2, 4, 5, 9, 11, 12, 13, 14, 16, 17, 19, 23, 24 y 26 invierten la puntuación. El rango de las puntuaciones es de -90 a +90, con un punto de corte de 0 (una puntuación positiva indica un mayor nivel de asertividad).

La información Bibliografica revisada no da cuenta de analisis factoriales realizados para la determinación de dimensiones, sin embargo, en el presente estudio (tesis) se obtuvo una estructura factorial de 8 dimensiones que explican el 48.92% de la varianza. Con base en el criterio de Cattell (punto de inflexión de la curva de sedimentación), se puede definir una estructura de cuatro factores que explican el 34.78% de varianza. agrupados de la siguiente forma:

Comportamiento evitativo: ítems, 1,2,9,11,12,13,14,15,16,17,19, 24, 26, 30.

Comportamiento asertivo: Ítems, 6,8,10,18,20,21,22,27,28,29.

Comportamiento confrontativo: 3,7,25.

Comportamiento auto restrictivo: 4,5,23.

Propiedades psicométricas:

Fiabilidad: Se ha informado de una buena fiabilidad test-retest (de 0.76 a 0.80), una buena consistencia interna (de 0.73 a 0.93) y validez concurrente (Beck y Heimberg, 1983; Echeburúa, 1995; Rathus, 1973; Pearson, 1979).

En esta investigación (tesis) la escala completa obtuvo una fiabilidad de .74. Respecto a los factores solo dos dimensiones obtuvieron fiabilidad aceptable que son comportamiento evitativo .78 y comportamiento asertivo .71 las otras dos dimensiones obtuvieron fiabilidad por debajo de .50. Una solución forzada a tres factores explica el 30.43% de varianza con fiabilidades de .79( 12,9,11,12,13,14,15,16,17,19,23,24,26,30); .65( 4,5,6,8,10,18,20,21,22,29) y .53 ( 7, 25, 27, 28) Respectivamente.

Referencias:

- Beck, J. G. y Heimberg, R. G. (1983). Self report assessment of assertive behavior. A critical analysis. Behavior Modification, 7, 451-487.

-  Echeburúa, E. (1995). Evaluación y tratamiento de la fobia social. Barcelona : Martínez Roca.

-  Pearson, J. C. (1979). A factor analytic study of the items in the Rathus Assertiveness Schedule and the Personal Report of Communication Apprehension. Psychological Reports, 45, 491-497.

Rathus, S. A. (1972). An experimental investigation of assertive training in a group setting. Journal of Behavior Therapy and Experimental Psychiatry, 3, 81-86.  

- Rathus, S. A. (1973): A 30-item schedule for assessing assertive behavior. Behavior Therapy, 4, 398-406.

CUESTIONARIO

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EMPATÍAESCALA DE SINTOMATOLOGIA DEPRESVA

Características del Cuestionario:

Nombre: Escala de Sintomatología Depresiva.

Autor: Radloff (1977).

Adaptación: Grupo LISIS. Universidad de Valencia. Facultad de Psicología.

Nº de ítems: 20

Tiempo aproximado de aplicación: 8-10 minutos.

Población a la que va dirigida: Todas las edades a partir de los 18 años, aunque también puede utilizarse en edades inferiores siempre y cuando haya garantías de su comprensión.

Codificación:

Depresión: ítems1+ 2 + 3 + 5 + 6 + 7 + 9 + 10 + 11 + 13 + 14 + 15 + 16 + 17 + 18 +19 + 20 + (20-(ítems 4 + 8 + 12 + 16).

Propiedades psicométricas:

Fiabilidad: La fiabilidad de la escala global según el alpha de Cronbach es de .92.

Validez: Correlaciona negativamente con medidas de autoestima, apoyo familiar y comunicación familiar y positivamente con el conflicto familiar, la percepción de estrés y los problemas de conducta y victimización en la escuela. En la literatura científica existe documentación abundante sobre su validez convergente con otras escalas que miden sintomatología depresiva.

Referencias:

- Cava, M. J., Musitu, G. y Vera, A. (2000). Efectos directos e indirectos de la autoestima en el ánimo depresivo. Revista Mexicana de Psicología, 17 (2), 151-161.

- Crockett, L., Randall, B., Shen, Y., Russell, S. y Driscoll, A. (2005). Measurement equivalence of the Center for Epidemiological Studies Depression Scale for Latino and Anglo Adolescents: A national study. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 73 , 47-58.

Du Rocher, T. D. y Cummings, M. E. (2003). Parental dysphoria and children's internalizing symptoms: marital conflict styles as mediators of risk. Child Development, 74 (6), 1663-1681.

Lin, N., Dean, A., & Ensel, W.M: (1986). Social support, life events and depression . New York : Academic Press.

-  Radloff, L. S. (1977). The CES-D scale: A self-report depression scale for research in the general population. Applied Psychological Measurement , 1 , 385-401.

-  Radloff, L. S. (1991). The use of the Center for Epidemiologic Studies Depression Scale in adolescents and young adults . Journal of Youth and Adolescence, 20 , 149-165.

-  Radloff, L. S. y Locke, B. Z. (1986). The Community Mental Health Assessment Survey and the CES-D Scale. En M. Weissman, J. Myers y C. Ross (Eds.), Community surveys (177-189) . New Brunswick , NJ : Rutgers University Press.

Roberts, R. E., Lewinsohn, P.M. y Seeley, J. R. (1991). Screening for adolescent depression: A comparison of depression scales. Journal of the American Academy of Child and Adolescent Psychiatry, 30 , 58-66

CUESTIONARIO

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ESCALA CONDUCTA ALIMENTARIA DE RIESGO  

Características del cuestionario:

Nombre: Cuestionario breve de conducta alimentaria de riesgo (CBCAR).

Autores: Unikel, Bojorquez y Carreño (2004).

Número de Ítems: 10

Características del Cuestionario: El cuestionario fue elaborado a partir de los criterios diagnósticos del DSM-IV. Consta de 10 preguntas sobre preocupación por engordar, práctica de atracones, sensación de falta de control al comer y conductas alimentarias de tipo restrictivo (dietas, ayunos, ejercicio y uso de pastillas para bajar de peso) y purgativo (vómito auto inducido, uso de laxantes y de diuréticos). En la determinación de Conducta Alimentaria de Riesgo es factible recurrir a la sumatoria simple de los ítems ya que se considera como conducta de riesgo tanto la sobre ingesta como la restricción alimentaria, por lo que no es necesaria la conversión de ítems. Por otra parte, la estructura factorial permite también la especificidad analítica de acuerdo a características particulares de la CAR (sobre ingesta y dieta restrictiva [Purgativa y compensatoria]) mediante la sumatoria directa en cada uno de los factores. Todos los reactivos son positivos.

Estructura Factorial:Unikel, Bojorquez y Carreño (2004) al factorizar por Componentes Principales, con rotación oblicua, definieron tres factores que explican el 64.7% de la varianza total: 1. Conducta Purgativa («he vomitado después de comer para tratar de bajar de peso»), 2. Conductas Compensatorias («he hecho dietas para tratar de bajar de peso») y 3. Atracones («en ocasiones he comido demasiado, me he atascado de comida»).

Codificación: La escala consta de 4 opciones de respuesta: nunca o casi nunca, algunas veces, frecuentemente (dos veces en una semana) o muy frecuentemente (más de dos veces en una semana). La mayor puntuación en el cuestionario corresponde a mayor cantidad de anomalías en la conducta alimentaria.

Conducta Purgativa: (4,8,9,10)

Conductas Compensatorias: (1,5,6,7)

Atracones: (2,3)

Para la determinación de cada uno de los factores asi como para la escala general todos los reactivos son considerados positivos.

Administración: Individual o Colectiva.

Tiempo aproximado de aplicación: 6 a 8 Minutos.

Población a la que va dirigida: Adolescentes.

Propiedades Psicometrícas:

Fiabilidad:: La fiabilidad de la escala global es de α=.73.

CUESTIONARIO

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ESCALA DE ALEXITIMIA

Características del cuestionario:

Nombre: Toronto Alexithymia Scale (TAS-20).

Autores:Bagby, Parker y Taylor, (1994).

Adaptación:Escala de Alexitimia de Toronto. Moral de la Rubia y Retamales (2000).

Numero de ítems: 20

Características del cuestionario:La escala de alexitimia de Toronto es un criterio fiable y válido de alexitimia. Se trata de un instrumento más específico (95%) que sensible (78%), lo que sugiere su mayor capacidad para detectar la ausencia de rasgo que su presencia. Aunque los autores no indican puntos de corte, en la validación española se demostró la validez discriminante del instrumento al ser altamente significativa la diferencia de puntuación observada entre la muestra clínica (51,82) y la muestra control (44,23).

Estructura Factorial: La adaptación castellana muestra una estructura factorial ortogonal tridimensional, que explica el 31% de varianza. Las tres subescalas son: dificultad para identificar sentimientos (ítems 1, 3, 6, 7, 9, 13 y 14), dificultad para expresar sentimientos (ítems 2, 4, 11, 12 y 17) y pensamiento externamente orientado (ítems 5, 8, 10, 15, 16, 18, 19 y 20). Por su parte, Sánchez-Sosa (2009) presenta una solución oblicua de tres factores con diferentes cargas a las muestras españolas y mexicanas reportadas. Esta nueva estructura permite definir constructos objetivos y empíricamente especificables.

Dimensiones:

Dificultad para Identificar y Expresar Emociones: 20.93%; Var. Exp.

Dificultad para Interactuar Emocionalmente: 11.98%; Var. Exp.

Facilidad para Interactuar Emocionalmente: 11.55%. Var. Exp.

Codificación: : Es un cuestionario auto administrado. Consta de 20 preguntas con seis posibilidades de respuesta, que van desde “muy en desacuerdo” hasta “muy de acuerdo” y que se puntúan entre 0 y 5. La estimación de cada una de las escalas se consigue mediante la suma simple de sus reactivos. Para obtener una puntuación de Alexitimia se invierten los ítems (4,5,10,18,19) que se agrupan todos en el factor Facilidad para Interactuar Emocionalmente, lo cual no sucede en las soluciones anteriores. La estructura factorial presentada por Sánchez-Sosa (2009) presenta una mayor coherencia conceptual al distinguir claramente entre la dimensión de deficiencia emocional y la dimensión emocional positiva. Para una interpretación mas fácil de las puntuaciones brutas en la escala (suma de los veinte reactivos) Moral 2008 sugiere transformarlas en puntuaciones T con la siguiente fórmula: PT = 100 + 15 [(PB – 25) / 12]. Quedando los rangos de la siguiente forma <85 BAJA; 85 – 115 Media >115 ALTA.

Dificultad para Identificar y Expresar Emociones: (1,2,3,6,7,9,13,14).

Dificultad para Interactuar Emocionalmente: (8,11,12,15,16,17,20).

Facilidad para Interactuar Emocionalmente: (4,5,10,18,19).

Administración: Individual o Colectiva.

Tiempo aproximado de aplicación: 8 a 10 Mins.

Población a la que va dirigida: Adolescentes y Adultos.

Propiedades psicometrícas:

Fiabilidad:Sus propiedades psicométricas reportan una consistencia interna en la escala completa elevada (alfa de Cronbach de 0.81), así como de los tres factores principales de la misma (0.78, 0.75 y 0.66). La fiabilidad test-retest tras 24 semanas es de 0.77. En la validación española la consistencia interna fue de 0.82 y la fiabilidad test-retest a las 24 semanas de 0.72 y a las 48 semanas de 0.69. Por su Parte Sánchez-Sosa (2009) reporta una consistencia interna global de α=.82. La consistencia interna de los tres factores son las siguientes:

Dificultad para Identificar y Expresar Emociones: (1,2,3,6,7,9,13,14) a .84.

Dificultad para Interactuar Emocionalmente: (8,11,12,15,16,17,20) a .68.

Facilidad para Interactuar Emocionalmente: (4,5,10,18,19) a .68.

Validez: Respecto a la validez concurrente la escala de alexitimia se correlaciona significativamente de forma positiva y en un grado medio alto con la sintomatología depresiva (r=.563; p=.000) y estrés (r=.529; p=.000) y negativamente con autoestima general (r= -.437; p=.000) y la dimensión de autoestima emocional (r= -.400; p=.000).

Referencias:

- Bagby, R.M., Parker, J.D. y Taylor, G.J. (1994). The twenty-item Toronto Alexithymia Scale-I. Item selection and cross-validation of the factor structure. Journal of Psychosomatic Research, 38(1), 23-32.

- Bagby, R.M., Taylor, G.J. y Parker, J.D. (1994). The twenty-item Toronto Alexithymia Scale-II. Convergent, discriminant, and concurrent validity. Journal of Psychosomatic Research, 38(1), 33-40.

- Martínez-Sánchez, F. (1996). Adaptación española de la Escala de Alexitimia de Toronto (TAS-20). Clínica y Salud, 7(1), 19-32.

- Martínez-Sánchez, F., Montero, J. y de la Cerra, J. (2002). Sesgos cognitivos en el reconocimiento de expresiones emocionales de voz sintética en la alexitimia. Psicothema, 14(2), 344-349.

- Moral de la Rubia J, Retamales R. (2000). Estudio de validación de la escala de alexitimia de Toronto (TAS-20) en muestra española. Psiquiatría.com, 4(2): 1-10.

- Moral, J. (2008) Propiedades Psicométricas de la escala de Alexitimia de Toronto de 20 reactivos en México. Revista Electrónica de Psicología Iztacala. 11 (2) 97-114.

- Sánchez-Sosa, J.C. (2009). Un Modelo explicativo de conducta alimentaria de riesgo en adolescentes escolarizados. (Tesis Doctoral. Universidad Autónoma de Nuevo León). Disponible en: http://www.uv.es/lisis/gonzalo/tesis-rey.pdf

- Sánchez-Sosa, J.C., Villarreal-González M. y Musitu G. (2010). Psicología y Desordenes Alimenticios. Un modelo de Campo Psicosocial. Monterrey: Universidad Autónoma de Nuevo León-Universidad Pablo de Olavide de Sevilla.

CUESTIONARIO

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ESCALA DE APOYO FAMILIAR Y DE AMIGOS

Características del cuestionario:

Nombre: Escala de apoyo familiar y de amigos (AFA).

Autor: Landero y González (2008).

Nº de ítems: 15

Tiempo aproximado de aplicación: 5-6 minutos.

Población a la que va dirigida: de 11 años en adelante.

Codificación: Esta escala evalúa dos dimensiones el apoyo familiar y el de los amigos:

Apoyo familiar 8 ítems (ítem 1+ ítem 3+ ítem 5 + ítem 7+ ítem 9 + ítem 11+ ítem 13+ ítem 14)

Apoyo de amigos 7 ítems (ítems 2 + ítem 4 + ítem 6 + ítem 8 + ítem 10+ ítems 12 + ítem 15)

Propiedades psicométricas

Se suman todos los ítems y su recorrido es de 15 a 75 puntos. A mayor puntaje mayor apoyo social

CUESTIONARIO

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ESCALA DE COMUNICACIÓN FAMLIAR

Características del Cuestionario:

Nombre: Cuestionario de Evaluación de la Comunicación Familiar (CA-M/CA-P):

Autor: Barnes y Olson (1982). Nombre original: Escala de Comunicación Padres-Adolescente –PACS-

Adaptación: Equipo LISIS. Universidad de Valencia. Facultad de Psicología (2001).

Nº de ítems: 20

Administración: Individual o Colectiva.

Tiempo aproximado de aplicación: 9-11 minutos.

Población a la que va dirigida: Adolescentes de 11 a 20 años.

Codificación: La escala original presenta una estructura de dos factores que se refieren al grado de apertura y a la presencia de problemas de comunicación familiar. Sin embargo, en la muestra española, la escala presenta una estructura factorial de tres factores (para el padre y la madre separadamente):

Comunicación abierta (ítems 1+2+3+6+7+8+9+13+14+16 y 17) este factor explica el 30.7% de la varianza total.

Comunicación ofensiva (ítems 5+12+18+19) explica el 21.8% de la varianza total.

Comunicación evitativa (ítems 4+10+11+15+20). explica el 9.5% de la varianza total.

Propiedades psicométricas:

Fiabilidad: La consistencia interna de la escala general es de a= .75 (Musitu et al., 2001). El coeficiente alpha de las subescalas es: 0.87 para comunicación abierta, 0.76 para comunicación ofensiva y 0.75 para comunicación evitativa.

En la presente muestra, (Tesis) al factorizar por componentes principales y rotar la solución factorial por el método Oblimín, con base en el criterio Kaiser (autovalores en la extracción mayores a 1), se obtiene una estructura de tres factores relacionados que explica el 61.52% de la varianza total en la muestra de padres y el 54.10% en la muestra de madres. El primer factor de 11 reactivos coincide con los dos estudios anteriores, al que se denominó apertura a la comunicación. Su consistencia interna entre las madres fue de a=.92 y entre los padres a=.94. Las puntuaciones en el factor se definen por la suma simple de estos 11 reactivos. El reactivo 10 (cuando estoy enojado no le hablo) satura con mayor fuerza en el factor de comunicación ofensiva en la muestra de madres. En la de padres, presenta saturaciones mayores a .40 y casi equivalentes en los dos últimos factores. Por lo que el factor de comunicación ofensiva se define por la suma simple de cinco reactivos (5, 10, 12, 18 y 19) y el factor de comunicación evitativa se define por la suma simple de cuatro reactivos (4, 11, 15 y 20). En el factor de comunicación ofensiva la consistencia interna entre las madres fue de a=.74 y entre los padres a=.75; y en el factor de comunicación evitativa fue de a=.43 para madres y a=.65 para padres. Como el tercer factor muestra consistencia baja en base en el criterio de Cattell (punto de inflexión de la curva de sedimentación), se puede definir una estructura de dos factores. En la muestra de padres se obtiene una varianza total explicada 55.04% de la varianza total y en la de madres de 48.25%. En ambas muestras, el primer factor de está definido por 12 reactivos (1, 2, 3, 6, 7, 8, 9, 11, 13, 14, 16 y 17) y se puede denominar apertura a la comunicación. El segundo factor está definido por 8 reactivos (4, 5. 10, 12, 15, 18, 19 y 20) y se puede denominar problemas de comunicación. La consistencia interna del primero en padres es de .92 y en madres de .88; el Alpha del segundo factor es de .80 en padres y .75 en madres.

Validez: La comunicación abierta entre padres y adolescentes presenta correlaciones positivas con las distintas dimensiones de la autoestima y el apoyo familiar y del amigo, y correlaciones negativas con estrés percibido y sintomatología depresiva en el hijo/a. Al contrario, los problemas de comunicación familiar correlacionan positivamente con la conducta delictiva y negativamente con las dimensiones de la autoestima y el apoyo familiar y del amigo.

Referencias:

-  Barnes, H. L. y Olson, D. H. (1985). Parent-adolescent communication and the circumplex model. Child Development, 56 , 438-447.

- Jackson, S., Bijstra, J. y Bosma, H. (1998). Adolescent's perceptions of communication with parents relative to specific aspects of relationships with parents and personal development. Journal of Adolescence, 21 , 305-322.

-  Jiménez, T. I., Musitu, G. y Murgui, S. (en prensa). Familia, apoyo social y conducta delictiva en la adolescencia: efectos directos y mediadores. Anuario de Psicología .

Jiménez, T. I., Musitu, G., Murgui, S. y Lehalle, H. Le rôle de la communication familiale et de l'estime de soi dans la délinquance adolescente. Revue Internationale de Psychologie Sociale , en presse.

-  Lambert, S. F. y Cashwell, C. S. (2004). Preteens talking to parents: perceived communication and school-based aggression. The Family Journal, 12 , 122-128.

-  Martínez, B., Herrero, J., Lila, M. y Estévez, E. (2002). Funcionamiento familiar y consumo de drogas en la adolescencia. X Congreso de Psicología de la Infancia y de la Adolescencia. Teruel.

-  Martínez, B., Estévez, E., y Jiménez, T. (2003). Influencia del funcionamiento familiar en la conducta disruptiva en adolescentes. VIII Congreso Nacional de Psicología Social. Torremolinos (Málaga).

- Musitu, G., Buelga, S., Lila, M. y Cava, M. J. (2001). Familia y adolescencia . Madrid: Síntesis.

CUESTIONARIO

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ESCALA DE FUNCIONALIDAD FAMILIAR

Nombre:Family APGAR.

Autor: Smilkstein, Ashworth y Montano (1982).

Adaptación:Bellon, Luna y Lardelli (1996). Escala de Funcionamiento Familiar.

Nº de ítems: 5

Características del Cuestionario: El Cuestionario Family APGAR mide las siguientes características familiares de las cuales toma su nombre (APGAR): Adaptación (utilización de recursos para la procuración del bien común y la ayuda mutua para la resolución de problemas familiares) Participación (distribución solidaria de responsabilidades familiares se comparten y resuelven los problemas), Gradiente de Crecimiento (autorrealización de los miembros de la familia), Afecto (relación afectiva entre los miembros de la familia) y Resolución (compartir tiempo y recursos en la resolución de problemas).

Estructura Factorial: El análisis factorial de la validación española reveló la existencia de un único factor en la escala integrado por los 5 ítems, que explicó el 61.9% de la varianza. El índice de Kaiser-Mayer-Olkin fue de .82 y el test de esfericidad de Bartlett de 1.315.2 (p<0.000050). Sánchez-Sosa, Villarreal-González y Musitu (2010) Al igual que en la escala original reportan mediante un Análisis Factorial Exploratorio (AFE) por componentes principales una estructura unifactorial que explica el 55.14% de la varianza, obteniendo también un índice de adecuación de la muestra de Káiser-Meyer-Olkin con un valor mayor a .70 (MSA=.817) y el test de esfericidad de Bartlett (χ2(10)=1734 p=.000).

Codificación: Consta de 5 reactivos todos redactadas en sentido positivo, que se contestan con una escala tipo likert de tres opciones de respuestas (casi nunca, a veces y casi siempre) que se puntúan en la escala original de 0 a 2 con un rango de 0 a 10. Para su codificación se estiman valores de > 6 como funcional y < 6 como disfuncional. En algunos casos, se valora de 0 a 3 como disfunción grave y de 3 a 6 como leve y la funcionalidad familiar se contemplan las puntuaciones de 7 a 10.

Administración: Individual o Colectiva.

Tiempo aproximado de aplicación: 3 minutos.

Población a la que va dirigida: Desde los 11 años.

Propiedades psicométricas:

Fiabilidad:En la validación española de Bellon, Delgado, Luna y Lardelli (1996) la fiabilidad test-retest es superior a .75. Posee una buena consistencia interna según datos de Smilkstein, Ashworth y Montano (1982) quienes reportan un alfa de Cronbach de α=.84. Asimismo, se obtuvo el mismo valor en una muestra chilena (Caqueo y Lemos, 2008). Sánchez-Sosa, Villarreal-González y Musitu (2010) reportan una consistencia interna de α=.79. Validez: En cuanto a validez, el trabajo original reporta un alto grado de correlación (.80) con el Pless-Satterwhite Family Function Índex. Sánchez-Sosa, Villarreal-González y Musitu (2010) muestran que la escala se correlaciona con comunicación familiar madre/padre (r= .576; p=.000), apoyo de familia y amigos (r= .585; p=.000), sintomatología depresiva (r= -.402; p=.000) y con medidas de autoestima general (r=.468; p=.000) y familiar (r=.581; p=.000).

Referencias:

-Bellon, J., Delgado, A., Luna, J. y Lardelli, P. (1996). Validez y fiabilidad del cuestionario de función familiar Apgar-familiar. Atención Primaria, 186, 289-96.

-Caqueo, A. y Lemos, S. (2008). Calidad de vida y funcionamiento familiar de pacientes con esquizofrenia, en una comunidad latinoamericana. Psicothema, 20, 577-582.

-Smilkstein, G., Ashworth, C. y Montano, D. (1982). Validity and reliability of the Family APGAR as a test of family function. Journal of Family Practice, 15, 303-11.

-Sánchez-Sosa, J.C. (2009). Un Modelo explicativo de conducta alimentaria de riesgo en adolescentes escolarizados. (Tesis Doctoral. Universidad Autónoma de Nuevo León). Disponible en: http://www.uv.es/lisis/gonzalo/tesis-rey.pdf

-Sánchez-Sosa, J.C., Villarreal-González M. y Musitu G. (2010). Psicología y Desordenes Alimenticios. Un modelo de Campo Psicosocial. Monterrey: Universidad Autónoma de Nuevo León-Universidad Pablo de Olavide de Sevilla.

-Sánchez-Sosa, J.C., Villarreal-González, M., Musitu, G. y Martínez-Ferrer, B. (2010). Ideación Suicida en Adolescentes: Un Análisis Psicosocial. Intervención Psicosocial, 19(3), 279-287. doi: 10.5093/in2010v19n3a8.

-Villarreal-González, M., Sánchez-Sosa, J.C., Musitu, G. y Varela, R. (2010). El consumo de alcohol en adolescentes escolarizados. Propuesta de un modelo sociocomunitario. Intervención Psicosocial, 19(3), 253-264. doi:10.5093/in2010v19n3a6.

-Villarreal- González, M., Sánchez-Sosa, J.C. y Musitu-Ochoa, G. (2010). Un modelo predictivo de la violencia escolar en adolescentes. Revista Ciencia UANL, 13(4), 413-420. ISSN: 1405-9177 Disponible en: http://www.cienciauanl.uanl.mx/13-4/MODELOPREDICTIVO.pdf

CUESTIONARIO

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ESCALA DE CONDUCTA DELICTIVA Y VIOLENTA EN EL AULA

Características del Cuestionario:

Nombre: Escala de Conducta Delictiva y Violenta en el Aula

Autor: Rubini y Pombeni (1992)

Adaptación: Grupo LISIS. Universidad de Valencia. Facultad de Psicología.

Nº de ítems: 19

Tiempo aproximado de aplicación 7 minutos.

Población a la que va dirigida: Desde los 11 años hasta los 20 años.

Codificación:

Conducta Violenta/Disruptiva: ítem 1+ 2+ 3+ 4+ 5+ 6 + 7 + 8 + 9 + 10 + 11 + 12+ 13.

Victimización: ítem 14 + 15 + 16 + 17 + 18 + 19.

Propiedades psicométricas:

Fiabilidad: La fiabilidad de la escala global según el alpha de Cronbach es de .87. La fiabilidad de las dimensiones es la siguiente: Conducta Violenta/Disruptiva (.84) y Victimización (.82).

Validez: La dimensión victimización muestra correlaciones positivas con la presencia de sintomatología depresiva y de estrés percibido. La dimensión conducta violeta correlaciona negativamente con la actitud positiva hacia la autoridad, la autoestima familiar y el apoyo familiar.

Esta escala ha sido utilizada, entre otras, en las publicaciones que se recogen a continuación, en las que se ha avalado su idoneidad para obtener una medida de problemas de comportamiento y victimización en la escuela:

Referencias:

-  Herrero, J., Estévez, E. y Musitu, G. Deviant behavior and victimización at school: exploring the role of parents and teachers in adolescent psychological distress. Journal of Adolescence (en prensa).

-  Estévez, E., Musitu, G., y Martínez, B. (2004). The effect of violence and victimization at school on distress: the role of parents and teachers. IX Conference of the European Association for Research on Adolescence . Oporto ( Portugal ).

-  Estévez, E., Lila, M., Herrero, J., Musitu, G., y Martínez, B. (2002). Conductas disruptivas y violentas en adolescentes: un análisis en función del sexo y la edad. Psicología de la Infancia y de la Adolescencia. Nuevos retos, nuevas respuestas, 1, 249-257.

-  Estévez, E., Llinares, L., Cava, M.J., y Martínez, B. (2002). Conducta disruptiva y actitud hacia la autoridad institucional en adolescentes: el rol de la escuela. IV Congreso Estatal de Escuelas de Trabajo Social. Alicante.

CUESTIONARIO

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ESCALA DE APOYO SOCIAL COMUNITARIO

Características del cuestionario:

Nombre: Cuestionario de apoyo social comunitario.

Autores: Gracia, Musitu y Herrero (1993).

Año: 2002.

Nº de ítems: 20

Tiempo aproximado de aplicación: 7-8 minutos.

Población a la que va dirigida: A partir de los 11-12 años.

Codificación: mide las siguientes subescalas.

Integración comunitaria: Ítem 2 + ítem 3 + ítem 5 (+10 – (ítem 1 + ítem 4)).

Participación comunitaria: item 6 + item 7 + item 8 + ítem 10 (+10 – (item 9 + item 11)).

Apoyo social en los sistemas informales: (item 12 + item 14 + item 17 + item 18 + item 19 (+20 – (item 13 + item 15 + item 16 + item 20).

Propiedades Psicométricas:

Fiabilidad: El coeficiente alpha de Cronbach para la escala general es de .76 las subescalas oscila entre .85 y .88.

Validez: Esta escala presenta correlaciones positivas con medidas de autoestima social y correlaciones negativas con medidas de sintomatología depresiva y sentimiento de soledad.

Referencias:

- Gracia, E., Herrero, J. y Musitu, G. (2002). Evaluación de recursos y estresares psicosociales en la comunidad. Madrid: Síntesis.

CUESTIONARIO

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CUESTIONARIO DE LA FORMA CORPORAL (BSQ)

Características del cuestionario:

Nombre: Body Shape Questionnaire (BSQ).

Autores:Cooper, Taylor, Cooper y Fairburn (1987).

Adaptación:Raich, Mora, Soler, Ávila, Clos y Zapater, (1996). Cuestionario de la Forma Corporal.

Numero de ítems: 34

Características del cuestionario: El BSQ es un cuestionario diseñado para valorar la insatisfacción corporal de TCA (anorexia y bulimia), el cual ha mostrado su capacidad para evaluar la figura en personas que no sufren de estos trastornos (Raich, 2001). Consta de 34 ítems que evalúan aspectos actitudinales de la imagen corporal: insatisfacción/preocupación por el peso y línea. El cual es muy útil según Raich (2001) para discriminar entre personas sin problemas, personas preocupadas por su imagen corporal y personas con trastornos alimentarios.

Esttructura factorial: La escala original reporta una estructura monofactorial, sin embargo, en la adaptación latina se encontraron cinco factores principales. Sánchez-Sosa, Villarreal-González y Musitu (2010), utilizando el método de componentes principales obtuvieron una estructura bifactorial que explica el 62.88% de varianza. Sin embargo al analizar las cargas factoriales se encontró que solo el ítem 32 presenta una mayor carga para el segundo factor (.579) aunque presenta también una carga alta en el primero (.522), de tal forma y de acuerdo al criterio de Cattell (punto de inflexión de la curva de sedimentación) se determina una estructura monofactorial que explica el 57.35% de varianza.

Codificación: Es una escala tipo likert con 6 opciones de respuesta: 1) Nunca, 2) Raramente, 3) Algunas Veces, 4) A Menudo, 5) Muy a Menudo, 6) Siempre. Se puede obtener una puntuación entre 34 y 204 puntos (Baile, Raich y Garrido, 2003). Sus puntuaciones se clasifican en cuatro categorías <81 no hay insatisfacción corporal; 81-110 leve insatisfacción corporal; 111-140 moderada insatisfacción corporal; >140 extrema insatisfacción corporal (Espina, Ortego, Ochoa, Yenes y Alemán, 2001; Cooper, Taylor, Cooper y Fairburn, 1987).

Administración: Individual o Colectiva.

Tiempo aproximado de aplicación: 15 Minutos.

Población a la que va dirigida: Adolescentes.

Propiedades psicosométricas:

Fiabilidad: La consistencia interna obtenida en muestra no clínica es de a=.97. La fiabilidad obtenida en población Mexicana es también de a=.97.

Validez: Cuenta con una validez convergente con la subescala de insatisfacción corporal del EDI de 0.78 y con el EAT de 0.71 (Rodríguez y Cruz, 2006). Sánchez-Sosa, Villarreal-González y Musitu (2010) reportan una correlación significativa y positiva alta con conducta alimentaria de riesgo (r= .613; p=.000) y con la subescala de conducta compensatoria alimentaria (r= .618; p=.000), asimismo se observa una correlación significativa y media baja con victimización escolar (r= .310; p=.000), y correlaciones significativas y negativas de rango medio con sintomatología depresiva (r= -.397; p=.000) y autoestima general (r= -.322; p=.000) y dificultad para identificar y expresar emociones (r= -.381; p=.000).

Referencias:

- Baile, J., Raich, R. y Garrido, E. (2003). Evaluación de insatisfacción corporal en adolescentes: efecto de la forma de administración de una escala. Anales de psicología, 19(2), 22-27.

- Cooper, P.J., Taylor, M.J., Cooper, Z. y Fairburn, C.G. (1987). The development and validation of the Body Shape Questionnaire. International Journal of Eating Disorders, 6, 485-494.

- Espina, A., Ortego, M.A., Ochoa, I., Yenes, F. y Alemán, A. (2001) La imagen corporal en los trastornos alimentarios. Psicothema, 13(4), 533-538.

- Ochoa, S., Villareal, L.; Molina, N. Bayle, J. (2007). Validación y confiabilidad del Body Shape Questionnaire (BSQ) en adolescentes de la ciudad de colima. Revista científica electrónica de Psicología. 4, 204-216.

- Raich, RM. (2001). Imagen Corporal conocer y valorar el propio cuerpo. Barcelona: Pirámide.

- Raich, R.M., Mora, M., Soler, A., Ávila, C., Clos, I. y Zapater, L. (1996). Adaptación de un instrumento de evaluación de la insatisfacción corporal. Clínica y Salud, 7, 51-66.

- Rodríguez, S. y Cruz, S. (2006). Evaluación de la imagen corporal en mujeres latinoamericanas residentes en Guipúzcoa. Un estudio exploratorio. Anales de Psicología, 22(2), 186–199.

- Sánchez-Sosa, J.C. (2007). Insatisfacción de Imagen Corporal e Índice de masa corporal en Relación con Conducta Alimentaria de Riesgo. (Tesis inédita de maestría). Universidad Autónoma de Nuevo León. Monterrey, México.

- Sánchez-Sosa, J.C. (2009). Un Modelo explicativo de conducta alimentaria de riesgo en adolescentes escolarizados. (Tesis Doctoral. Universidad Autónoma de Nuevo León). Disponible en: http://www.uv.es/lisis/gonzalo/tesis-rey.pdf

- Sánchez-Sosa, J.C. y Moral, J. (2008). La Insatisfacción de Imagen Corporal y el Índice de Masa Corporal como Predictores de Conducta alimentaria de Riesgo en Estudiantes Universitarios. En Moral, J., Landero, R. y González, M. (Ed.). Psicología de la Salud en Adolescentes y Jóvenes (307-330). Monterrey: Universidad Autónoma de Nuevo León.

- Sánchez-Sosa, J.C., Villarreal-González, M. y Moral, J. (2008). La insatisfacción de imagen corporal: trastorno psicológico o conducta normativa. En Consorcio de Universidades Mexicanas (Ed.), Investigación en psicología social. Experiencias desde las universidades públicas (159-187). Mérida: Universidad Autónoma de Yucatán.

- Sánchez-Sosa, J.C., Villarreal-González M. y Musitu G. (2010). Psicología y Desordenes Alimenticios. Un modelo de Campo Psicosocial. Monterrey: Universidad Autónoma de Nuevo León-Universidad Pablo de Olavide de Sevilla.

CUESTIONARIO

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ESCALA DE AUTOCONCEPTO(AF5)

Características del cuestionario:

Nombre: Autoconcepto Forma-5 (AF5)

Autores: García y Musitu (1999).

Nº de ítems: 30

Administración: Individual o Colectiva.

Tiempo aproximado de aplicación: 15 minutos.

Población a la que va dirigida: Desde los 12 años hasta los 20 años.

Codificación: Esta escala mide el autoconcepto de los sujetos con cinco dimensiones: académica, familiar, física, social y emocional. La escala utilizada consta de 30 elementos formulados en términos positivos y negativos. A mayor puntuación en cada uno de los factores mencionados, corresponde mayor auto concepto en dicho factor.

Configuración de las variables de AF5:

Académico: item01+item06+item11+item16+item21+item26

Social: item02+item07+item17 +item27+ (12–(item12+item22))

Emocional: 36–(item03+item08+item13+item18+item23+item28)

Familiar: item09+item19+item24+item29+(12–(item04+ item14))

Físico: item05+item10+item15+item20+item25+item30

Propiedades psicométricas:

Fiabilidad: La consistencia interna del conjunto global de la escala es de .815 según alfa de Cronbach. Académico/laboral .880; social .698; emocional .731; familiar .769 y físico .744.

Validez: Discrimina entre chicos y chicas; los chicos muestran mayor nivel de autoestima emocional y física que las chicas, mientras que éstas muestran mayor nivel de autoestima académica. En relación con la autoestima académica y física los adolescentes de 12-14 años expresan, mayores niveles que los adolescentes de 15-17 y 18-20. Todas las dimensiones de la autoestima correlacionan positivamente con la dimensión de socialización de apoyo, y negativamente con las de coerción, sobreprotección y reprobación (García y Musitu, 1999).

CUESTIONARIO

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ESCALA DE IDEACIÓN SUICIDA

Características del Cuestionario:

Nombre: Suicidal Ideation Scale.

Autor: Roberts (1980)

Adaptación:: Mariño, Medina, Chaparro y González (1993). Escala de Ideación Suicida. Estandarizada para población Mexicana.

Nº de ítems: 4

Características del cuestionario:La escala consta de cuatro reactivos: «no podía seguir adelante», «tenía pensamientos sobre la muerte», «sentía que mi familia estaría mejor si yo estuviera muerto », y «pensé en matarme». Las opciones de respuesta permiten conocer la ocurrencia de los síntomas en la última semana: 1= “0 días”; 2= “1-2 días”; 3= “3-4 días”, y 4= “5-7 días”.

Estructura Factorial: La escala adaptada presenta una solución unifactorial que mide la ideación suicida en adolescentes que explica el 64.5% de varianza. En un estudio reciente, Sánchez-Sosa, Villarreal-González, Musitu y Martínez-Ferrer (2010) reportan que el índice de adecuación de la muestra de Káiser-Meyer-Olkin toma un valor mayor a .70 (MSA=.786) y el test de esfericidad de Bartlett (χ2(6)=1725 p=.000) rechaza la hipótesis nula de variables independientes, encontrando una estructura unifactorial que explica el 64.49% de varianza.

Codificación:El rango de la escala varía de 4 a 16. Todos los reactivos están redactados en sentido directo y la puntuación en la escala se obtiene por la suma simple de reactivos. Se suman todos los ítems y su recorrido es de 4 a 16 puntos. A mayor puntaje mayor ideación suicida.

Administración: Individual o Colectiva.

Tiempo aproximado de aplicación: 3 a 4 Minutos .

Población a la que va dirigida: Adolescentes.

Propiedades psicométricas:

Fiabilidad: Se ha evaluado la consistencia interna en adolescentes mexicanos, variando de, α=.81 (González-Forteza, 1996) y α=.83 (González-Forteza, et al. 1998) a α=.88 (Mariño, Medina-Mora, Chaparro y González-Forteza, 1993). Sánchez-Sosa, Villarreal-González, Musitu y Martínez-Ferrer (2010) obtuvieron una consistencia interna de α=.84.
Validez: La validez concurrente de la escala se correlaciona significativamente con valores positivos y medio altos con sintomatología depresiva (r=.509; p=.000), intento suicida (r=.430; p=.000) dificultad para identificar y expresar emociones (r=.399; p=.000) además, se correlaciona significativamente con valores negativos y medios y con medidas de autoestima general (r=-.344; p=.000) y familiar (r= -.365; p=.000). (Sánchez-Sosa, Villarreal-González, Musitu y Martínez-Ferrer 2010).

Referencias:

- González-Forteza, C. (1996). Factores protectores y de riesgo de depresión e intentos de suicidio en adolescentes. (Tesis doctoral inédita) México: Universidad Nacional Autónoma de México.

- González-Forteza, C. et al. (1998). Ideación suicida y características asociadas en mujeres adolescentes. Salud pública, 40(5), 430-437.

- Jiménez, A., Mondragón, L. y González-Forteza, C. (2007). Self-esteem, depressive symptomatology, and suicidal ideation in adolescents: results of three studies. Salud Mental, 30(5), 20-26.

- Konick y Gutierrez (2005). Testing a model of suicide ideation in college students. Suicide and Life-Threatening Behavior, 35, 181 -192.

- Lai, S. y Shek, D. (2009). Social Problem Solving, Family Functioning, and Suicidal Ideation Among Chinese Adolescents. In Hong Kong. Adolescence, 44. 391-406.

- Mariño, M.C., Medina, M.E., Chaparro, J.J. y González-Forteza, C. (1993). Confiabilidad y estructura factorial del CES-D en adolescentes mexicanos. Revista Mexicana de Psicología, 10, 141-145.

- Roberts, E. (1980). Reliability of the CES-D: Scale in different ethnic contexts. Psychiatry Res, 2, 125-134.

- Sánchez-Sosa, J.C. (2009). Un Modelo explicativo de conducta alimentaria de riesgo en adolescentes escolarizados. (Tesis Doctoral. Universidad Autónoma de Nuevo León). Disponible en: http://www.uv.es/lisis/gonzalo/tesis-rey.pdf

- Sánchez-Sosa, J.C., Villarreal-González M. y Musitu G. (2010). Psicología y Desordenes Alimenticios. Un modelo de Campo Psicosocial. Monterrey: Universidad Autónoma de Nuevo León-Universidad Pablo de Olavide de Sevilla.

- Sánchez-Sosa, J.C., Villarreal-González, M., Musitu, G. y Martínez-Ferrer, B. (2010). Ideación Suicida en Adolescentes: Un Análisis Psicosocial. Intervención Psicosocial, 19(3), 279-287. doi: 10.5093/in2010v19n3a8

CUESTIONARIO

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ESCALA DE ESTRÉS PERCIBIDO (PSS)

Características del cuestionario:

Nombre: Escala de Estrés Percibido.

Autor: Cohen, Kamarak y Mermelstein (1983).

Adaptación: González y Landero (2007).

Nº de ítems: 14

Tiempo aproximado de aplicación: 8-10 minutos.

Población a la que va dirigida: Todas las edades a partir de los 18 años, aunque también puede utilizarse en edades inferiores siempre y cuando haya garantías de su comprensión.

Codificación: La versión utilizada consta de 14 ítems con puntuación de nunca -0- a muy a menudo -4-. Invirtiéndose la puntuación en los ítems: 4, 5, 6, 7, 9, 10 y 13. La mayor puntuación corresponde a mayor estrés percibido.

Propiedades psicométricas:

Fiabilidad: los resultados de los autores indican una adecuada consistencia interna (a=.83) y se confirma una estructura monofactorial de la escala original, al utilizarse análisis factorial confirmatorio.

Validez: El estrés (escala PSS), se correlaciona negativamente con apoyo social.

(r= -.516) y con autoestima (r= -.458) y se correlaciona positivamente con síntomas psicosomáticos (r= .41).

Referencias:

- Landero, R. y González, M.T. (2004). Variables psicosociales como predictoras de la salud en mujeres. Revista de Psicología Social, 19 (3), 255-264.

-  González, M.T. y Landero, R. (2006). Síntomas psicosomáticos y estrés en estudiantes de Psicología. Revista de Psicología Social, 21(2), 141-152.

- González, M.T. y Landero, R. (2007). Factor Structure of the Perceived Stress Scale (PSS) in a Sample from Mexico . The Spanish Journal of Psychology , 10 (1), 199-206.

CUESTIONARIO

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ESCALA DE AJUSTE ESCOLAR

Características del Cuestionario:

Nombre:Escala breve de Ajuste Escolar (EBAE-10).

Autores:Moral, Sánchez-Sosa y Villarreal-González (2010).

Numero de ítems: 10

Características del cuestionario:La escala breve de ajuste escolar es una escala multidimensional para evaluar el grado en que el adolescente está integrado a su medio escolar, en la que se contemplan diversos factores relacionados con la adaptación psicosocial del adolescente en el medio educativo, así como el rendimiento escolar y las expectativas académicas de los alumnos.

Estructura Factorial: Moral, Sánchez-Sosa y Villarreal-González (2010) al factorizar por Componentes Principales, con base en el criterio Káiser, definieron tres factores que explican el 59.597% de la varianza total: 1. Problemas de integración escolar: Está constituida por cinco reactivos que reflejan problemas de adaptación al medio escolar («creo que la escuela es aburrida»); 2. Rendimiento escolar: Está constituida por tres reactivos («disfruto realizando mis tareas escolares») y, 3. Expectativa académica: Está constituida por dos reactivos («Estoy interesado/a en asistir a la Universidad »).

Codificación: Escala tipo likert con un recorrido de respuesta de 1 a 6 (que van de completamente en desacuerdo a completamente de acuerdo). El rango de la escala va de 10 a 60.

Problemas de integración escolar: (6, 7, 8, 9 y 10).

Rendimiento Escolar: (1, 2 y 5).

Expectativa Académica: (3 y 4).

Para la determinación de cada uno de los factores todos los reactivos son considerados positivos. Sin embargo, para una estimación general de la escala que integre los factores en el constructo denominado Ajuste Escolar será necesario invertir los ítems de la dimensión problemas de integración Escolar.

Administración: Individual o Colectiva.

Tiempo aproximado de aplicación: 6 a 8 Minutos.

Población a la que va dirigida: Adolescentes.

Propiedades psicometricas:

Fiabilidad: La fiabilidad de la escala global es de α=.79.

Fiabilidad de las subescalas: problemas de integración escolar α=.84, Rendimiento Escolar α=.78 y Expectativa Académica .α=.85.

Validez: La validez concurrente muestra correlaciones significativas positivas con comunicación familiar madre/padre (r= .391; p=.000) clima social en el aula (r= .314; p=.000) y correlaciones significativas y negativas con autoestima general (r= -.485; p=.000), conducta violenta en el aula (r= -.411; p=.000), victimización escolar (r= -.371; p=.000) y estrés (r= -.373; p=.000).

Referencias:

- Moral, J., Sánchez-Sosa, J.C. y Villarreal-González, M. (2010). Desarrollo de una Escala Multidimensional Breve de Ajuste Escolar. Revista Electrónica de Metodología Aplicada. 15 (1), 1-11. Disponible en: http://www.psico.uniovi.es/REMA/v15n1/vol15n1a1.pdf

- Moral, J., Sánchez-Sosa, J.C. y Villarreal-González, M. (2009). Propiedades Psicométricas de la Escala Breve de Ajuste Escolar (EBAE) Desarrollada en México. Revista Enseñanza e Investigación en Psicología, Número especial, 839 – 844.

- Sánchez-Sosa, J.C. (2009). Un Modelo explicativo de conducta alimentaria de riesgo en adolescentes escolarizados. (Tesis Doctoral. Universidad Autónoma de Nuevo León). Disponible en: http://www.uv.es/lisis/gonzalo/tesis-rey.pdf

- Sánchez-Sosa, J.C., Villarreal-González M. y Musitu G. (2010). Psicología y Desordenes Alimenticios. Un modelo de Campo Psicosocial. Monterrey: Universidad Autónoma de Nuevo León-Universidad Pablo de Olavide de Sevilla.

- Sánchez-Sosa, J.C., Villarreal-González, M., Musitu, G. y Martínez-Ferrer, B. (2010). Ideación Suicida en Adolescentes: Un Análisis Psicosocial. Intervención Psicosocial, 19(3), 279-287. doi: 10.5093/in2010v19n3a8

- Villarreal-González, M., Sánchez-Sosa, J.C. y Musitu G. (2010). The Role of Family Communication and School Adjustment in Adolescents’ Violence Behavior. En Frías, M., y Corral, V. (Eds.). Bio-Psycho-Social Perspectives on Interpersonal Violence. New York: Nova Science Publishers.

- Villarreal-González, M., Sánchez-Sosa, J.C., Musitu, G. y Varela, R. (2010). El Consumo de Alcohol en Adolescentes Escolarizados: Propuesta de un Modelo Sociocomunitario. Intervención Psicosocial, 19(3), 253-264. doi: 10.5093/in2010v19n3a6.

CUESTIONARIO

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CLIMA SOCIAL EN EL AULA

Características del cuestionario:

Nombre: Class Environment Scale (CES).

Autores: Moos, R. H., Moos, B. S. y Trickett, E. J. (1984).

Adaptación: Fernández-Ballesteros, R. y Sierra, B (1984).

Segunda adaptación: Sánchez-Sosa ,Villarreal-González ,Moral (2008) (Tesis).

Nº de ítems : 30

Tiempo aproximado de aplicación: 10-25 minutos.

Población a la que va dirigida : A partir de los 11 años.

Codificación: La escala española evalúa la dimensión de Relaciones, que hace referencia al grado en que los alumnos se perciben integrados en clase y existe apoyo y ayuda entre ellos y en relación con el profesor. Esta dimensión está compuesta por tres subescalas:

Implicación : (ítems 1+ 10 + 19 + 25 + 28) + 15 - (ítems 04 + 07 + 13 + 16 +22).

Amistad y ayuda entre alumnos : (items2 + 8 + 11 + 14 + 17 + 21) + 12 - (items05 + 23 + 26 + 29).

Ayuda al profesor : (items6 + 9 + 12 + 20 + 24 + 30) + 12 - (items3 + 15 + 18 + 27).

En la adaptación Mexicana, es decir en este estudio (tesis) se encontraron seis factores utilizando una escala tipo likert con 5 opciones de respuesta (Nunca, Casi nunca, Algunas veces, Bastantes veces, Muchas Veces).

El análisis factorial exploratorio mostró que los 6 factores explican el 45.98 % de la varianza.

Configuración de los factores:

Factor 1 = Cohesión Escolar ( ítems 6, 9, 10, 12, 14, 20, 24, 28 ).

Factor 2 = Repudio Escolar (ítems 3, 5, 13, 15, 18, 21, 23, 27).

Factor 3 = Apatía en Alumnos (ítems 4, 7, 16, 22).

Factor 4 = Aceptación entre Alumnos (ítems 1, 2, 8, 11).

Factor 5 = Rechazo entre Alumnos (ítems 26, 29, 30).

Factor 6 = Trabajo Colaborativo (ítems 17, 19, 25).

Propiedades psicométricas:

Fiabilidad: Con respecto a la fiabilidad de la adaptación española, las subescalas de Implicación, Amistad y ayuda al profesor presentan un coeficiente alpha de Cronbach de: .85, .78 y .90 respectivamente (Arévalo, 2002).

La adaptación Mexicana (Tesis) muestra un coeficiente alpha de cronbach en la escala total de .83.

Validez : Las tres subescalas presentan correlaciones elevadas y significativas con el área social del Inventario de Ajuste de la personalidad de Hugo Bell (Arévalo, 2002). Por otro lado, la dimensión de Relaciones discrimina en función de la edad: los adolescentes con edades comprendidas entre 10 y 12 años obtienen mayores puntuaciones en esta escala, en comparación con los adolescentes de entre 12 y 16 años (Cava y Musitu, 1999). Además, en relación con el estatus sociométrico, los adolescentes populares, rechazados, ignorados y de estatus medio se diferencian en las dimensiones de implicación de los alumnos en las tareas del aula y percepción de ayuda del profesor: por un lado, los adolescentes ignorados perciben un mayor grado de implicación de todos los alumnos en el aula, mientras que los populares perciben la existencia de una menor implicación, por otro lado, adolescentes rechazados perciben significativamente menor grado de ayuda del profesor que los niños ignorados y los populares (Cava y Musitu, 2001).

Referencias:

-  Arévalo, E.E. (2002). Clima escolar y niveles de interacción social en estudiantes de secundarios [i.e. secundaria] del Colegio Claretiano de Trujillo. Universidad Nacional Mayor de San Marcos. Facultad de Psicología. Escuela de Post-Grado.

- Cava, M.J. y Musitu, G. (1999). La integración escolar: un análisis en función del sexo y el curso académico de los alumnos. Revista Española de Orientación y Psicopedagogía, 10 (18), 297-314.

Cava, M.J. y Musitu, G. (2001). Autoestima y percepción del clima escolar en niños con problemas de integración social en el aula. Revista de Psicología General y Aplicada, 54 (2), 297-311.

-  Fernández-Ballesteros, R. y Sierra, B. (1984). Escalas de clima social: familia, trabajo, instituciones penitenciarias, centro escolar. Manual: Investigación y publicaciones psicológicas . Madrid: Tea Ediciones, S.A.

-  Moos, R.M., Moos B.S. y Trickett, E.J. (1984). FES, WES y CES Escalas de Clima Social. Madrid: TEA Ediciones.

CUESTIONARIO

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