Source: http://www.scielo.org.co/scielo.php?script=sci_arttext&pid=S0123-91552019000200292&lng=es&nrm=iso&tlng=es
Timestamp: 2020-04-09 20:03:47+00:00

Document:
http://dx.doi.org/10.14718/acp.2019.22.2.14
Héctor Rubén Bravo-Andradea * , Fabiola González-Betanzosb , Norma Alicia Ruvalcaba-Romeroc , Judith López-Peñalozad , Mercedes Gabriela Orozco-Solíse
a Universidad de Guadalajara, Jalisco, México ORCID: https://orcid.org/0000-0002-0498-8410
b Universidad Michoacana de San Nicolás de Hidalgo, Michoacán, México ORCID: https://orcid.org/0000-0003-4585-7211
c Universidad de Guadalajara, Jalisco, México ORCID: https://orcid.org/0000-0001-9209-8751
d Universidad Michoacana de San Nicolás de Hidalgo, Michoacán, México ORCID: https://orcid.org/0000-0003-0106-3639
e Universidad de Guadalajara, Jalisco, México ORCID: https://orcid.org/0000-0002-0648-8233
Palabras-clave: resiliencia; adolescentes; análisis factorial exploratorio; análisis factorial confirmatorio
El campo de estudio de la resiliencia humana se remonta a los años 70 y tiene sus orígenes en la psicología clínica, específicamente en investigaciones sobre el ajuste positivo a condiciones de riesgo para el desarrollo infantil (Masten, 2018); y últimamente ha encontrado un nicho fértil en la psicología positiva, cuyo interés se centra más en las potencialidades que en el déficit o la patología (Belykh, 2018).
Sin embargo, a pesar del creciente interés por dicho constructo, no existe consenso sobre su definición ni sobre los factores que la componen o la manera de medirla (Luthar, 2015; Luthar & Cushing, 2002). Con respecto al concepto, es posible identificar tres aspectos de convergencia entre las principales definiciones: (a) la noción de adversidad, que refiere a la presencia de uno o más factores de riesgo acumulados, o a la existencia de una calamidad inesperada; (b) la referencia a una adaptación positiva ante dicha adversidad, que no solo implica enfrentarla, sino fortalecerse a partir de ella; y (c) la concepción de la resiliencia como un proceso más que como una característica inherente de la persona (Masten, 2018; Rutter, 2012).
En cuanto al último punto, se pasó de una primera generación de estudios que consideraban la resiliencia como un rasgo distintivo de la persona, a entenderla como un proceso (García-Vesga & Domínguez de la Ossa, 2013) en el que entran en interacción factores individuales, familiares y sociales (Luthar, 2015).
En el plano individual, las principales características asociadas a la resiliencia son un cociente intelectual alto, estilos de afrontamiento orientados a tareas y solución de problemas, autogestión, locus de control interno, habilidades sociales, empatía, planificación, humor, autoestima, compromiso, y capacidad de reflexión o introspección (Luthar, 2015; Rutter, 2012; Walsh, 2004). De igual modo, a nivel individual se han considerado aspectos biológicos, como las respuestas fisiológicas involucradas con adaptaciones resilientes (Monroy & Palacios, 2011). Por otra parte, en el ámbito familiar destacan los sistemas compartidos de creencias, los procesos de organización, la comunicación y la solución de problemas (Walsh, 2004). Y, por último, desde el ámbito social se han tenido en cuenta las redes sociales de apoyo y la cohesión social como soporte de la resiliencia (Luthar, 2015).
Ahora bien, la evaluación de la resiliencia y de sus dimensiones es esencial para el estudio del fenómeno, y en un sentido, Luthar y Cushing (2002) señalan que en la medición usualmente se destaca al menos uno de los elementos mencionados, es decir, que los instrumentos se dirigen al estudio de la resiliencia como la superación de la adversidad, como forma de adaptación, o bien, como proceso. En particular, en las valoraciones sobre la adversidad se estima el riesgo ante múltiples factores de vida específicos; mientras que en la medición de la adaptación positiva se consideran los ajustes en etapas de desarrollo o ausencia de patología; y en la valoración de la resiliencia como proceso se realizan evaluaciones por medio de análisis estadísticos sobre la relación de las variables de riesgo y la adaptación positiva, o al hacer una distinción entre los sujetos resilientes de aquellos que no lo son (Luthar & Cushing, 2002).
Al respecto, Windle, Bennet y Noyes (2011) analizaron los 15 instrumentos de medición de resiliencia más reportados en la literatura, y, del total de instrumentos analizados, siete de ellos se encuentran dirigidos a población joven o adolescente y uno a población infantil. En la Tabla 1 se describen brevemente dichos instrumentos, junto con los factores que evalúan.
Tabla 1 Descripción de instrumentos que evalúan resiliencia en jóvenes y niños.
Nota. Resumen elaborado a partir de Windle et al. (2011).
Por otra parte, en la literatura especializada disponible en español se encuentran investigaciones que sostienen que un mayor grado de resiliencia: (a) conlleva a la superación de eventos adversos de vida (Barcelata, Durán & Gómez-Maqueo, 2012); (b) funge como una variable protectora ante el suicidio (Quiceno, Mateus, Cárdenas, Villareal & Vinaccia, 2013; Sánchez-Teruel & Robles-Bello, 2014; Villalobos-Galvis, Arévalo & Rojas, 2012); (c) guarda una relación positiva significativa con la autoestima (González-Arratia, Reyes, Valdéz & González, 2011); (d) puede ser favorecida en el ámbito escolar mediante actividades significativas que involucren a los adolescentes (Arón & Milicic, 2011); y (e) se asocia a un nivel menor de depresión (Restrepo-Restrepo, Vinaccia & Quiceno, 2011). Asimismo, se ha encontrado que promover recursos resilientes desde la familia y la escuela protege del embarazo no deseado y del consumo de drogas a adolescentes mayas (Aguiar & Acle-Tomasini, 2012), y que programas dirigidos a desarrollar la resiliencia amortiguan los efectos de la pobreza y el estrés (Fiorentino, 2008).
En México, en particular, existen tres instrumentos de resiliencia dirigidos a niños y jóvenes: la Escala de Resiliencia Mexicana (RESI-M; Palomar & Gómez, 2010), la Escala de Resiliencia para Adolescentes (READ; Ruvalcaba-Romero, Gallegos-Guajardo & Villegas-Guinea, 2014), y el Cuestionario de Resiliencia para Niños y Adolescentes (González-Arratia, 2016).
Primero, la Escala de Resiliencia Mexicana (RESI-M) es la adaptación en población mexicana de dos instrumentos publicados originalmente en idioma inglés: TheConnor-Davidson Resilience Scale (CD-RISC; Connor & Davidson, 2003) y The Resilience Scale for Adults (RSA; Friborg, Hjemdal, Rosenvinge & Martinussen, 2001). Específicamente, esta prueba está dirigida a población de entre 18 y 25 años; su análisis señala un nivel de confiabi-lidad alto (α = .93); y mediante el análisis de componentes principales con rotación varimax la prueba obtuvo una estructura factorial de cinco dimensiones que explican el 43.6 % de la varianza: fortaleza y confianza en sí mismo, de 19 reactivos (α = .92); competencia social, de 8 ítems (α = .87); apoyo familiar, de 6 reactivos (α = .87); apoyo social, con 5 ítems (α = .84); y estructura, con 5 reactivos (α = .79) (Palomar & Gómez, 2010). Este instrumento se ha utilizado en población adolescente para analizar la relación entre resiliencia y la felicidad frente a la marginación urbana en México, a partir de lo cual se ha encontrado una relación negativa entre la marginación y la resiliencia, así como una relación positiva entre resiliencia y felicidad (Gómez-Azcarate et al., 2014).
Segundo, la Escala de Resiliencia para Adolescentes surge de la adaptación del instrumento The Resilience Scale for Adolescents (READ; Hjemdal et al., 2006), y su adaptación en población mexicana se realizó en adolescentes de entre 12 a 17 años por medio del método de componentes principales, donde se encontró una estructura de cinco dimensiones con 22 reactivos. En esta adaptación se conservaron cuatro de los factores originales de la escala: cohesión familiar (α = .82), competencia social (α = .73), competencia personal (α =. 64) y recursos sociales (α = .70), mientras que la quinta dimensión, estilo estructurado, fue eliminada, pero en el proceso de validación los autores añadieron un factor denominado orientación a metas (α = .60) (Ruvalcaba-Romero et al., 2014). Cabe mencionar que para la adaptación se reportaron correlaciones significativas con competencias socioemocionales y autoestima, así como correlaciones negativas significativas con ansiedad y depresión (Ruvalcaba-Romero et al., 2014). El READ para población mexicana se utilizó en un estudio sobre prácticas parentales, donde se encontró que, a mayor autonomía, comunicación y control conductual parental, mayor grado de resiliencia (Ruvalcaba-Romero, Gallegos-Guajardo, Caballo & Villegas-Guinea, 2016).
Y tercero, el Cuestionario de Resiliencia para Niños y Adolescentes es un instrumento desarrollado y estudiado con población mexicana, en el cual, por medio de un análisis factorial de componentes principales con rotación varimax, se obtuvieron tres dimensiones que explican el 37.82 % de la varianza: (a) factores protectores internos (α = .80), que evalúan capacidades interpersonales y de resolución de problemas; (b) factores protectores externos (α = .73), que indican el apoyo familiar percibido por el adolescente; y (c) empatía (α = .78), que valora el comportamiento altruista y prosocial. El alfa de Cronbach total reportado es de .91 (González-Arratia et al., 2011). Este cuestionario se encuentra sustentado bajo el modelo teórico de Grotberg (2006) y ha sido utilizado para estudiar la relación entre resiliencia y diversas variables, como autoestima, personalidad resistente, vínculo parental, estilos de afrontamientos, locus de control y espiritualidad (González-Arratia, 2016); además del estudio del capital psicológico en relación con el estilo de vida saludable (González-Cantero et al., 2017); y la relación entre resiliencia y optimismo con la escala total (α = .88) y cada una de sus dimensiones: factores protectores internos (α = 80), factores protectores externos (α = .73) y empatía (α = .78) (González & Valdez, 2012). A pesar de que se han hecho diversos estudios con este instrumento, hasta el momento no se ha informado sobre la dimensionalidad de la escala por medio del análisis factorial confirmatorio, ni se han encontrado estudios que comparen el ajuste de diferentes modelos.
Entre las principales limitaciones en la medición de la resiliencia destaca la falta de un estándar; que muchas de las escalas requieren métodos de validación más robustos; que el sentido del constructo puede tener un componente cultural y contextual (Windle et al., 2011); y que el no contar con instrumentos válidos y confiables dificulta las comparaciones con rigor científico (Luthar & Cushing, 2002). Teniendo esto en cuenta, el objetivo del presente estudio fue analizar las propiedades psicométricas del Cuestionario de Resiliencia para Niños y Adolescentes en una muestra de estudiantes de preparatoria.
Se realizó un estudio descriptivo, transversal, que consistió en la medición de variables en un momento único, en un tiempo determinado (Álvarez, González & Chávez, 2017).
En total, participaron 512 estudiantes de una escuela pública urbana de educación media superior de Guadalajara, México, de los cuales el 55.7 % (285) eran mujeres y el 44.3 % (227), hombres. El promedio de edad fue de 15 años (DE = 0.54), con un rango de 14 a 18 años. Los participantes fueron elegidos de manera no probabilística, mediante un muestreo propositivo.
Cuestionario de resiliencia para niños y adolescentes. Este cuestionario, elaborado por González-Arratia (2016), se compone de 32 ítems -con opciones de respuesta tipo Likert, de 1 = nunca a 5 = siempre-, organizados en tres dimensiones: factores protectores externos, factores protectores internos y empatía. El resto de las características y propiedades del instrumento fueron previamente descritos en el apartado de la introducción.
Escala de Autoestima de Rosenberg. Este instrumento fue validado en una población de 100 adolescentes mexicanos de entre 13 y 15 años de edad, con una varianza explicada del 66.2 % (González-Forteza & Rodríguez, 1993). La escala está compuesta por 10 reactivos que evalúan pensamientos y sentimientos de valía personal y de respeto a sí mismo, con un formato de respuesta de 1 = "totalmente de acuerdo" a 4 = "totalmente en desacuerdo". Los reactivos 1, 2, 4, 6 y 7 se recodifican para obtener un rango teórico de 10 a 40, donde a mayor puntaje, mayor nivel de autoestima. Este instrumento, en su adaptación de Jiménez, Mondragón y González-Forteza (2007) en población adolescente mexicana, ha reportado un nivel de consistencia interna aceptable, con un alfa de Cronbach de .68 a .78, lo cual coincide con los resultados de la presente investigación.
Escala de Depresión del Centro de Estudios Epidemiológico (Revisada) (CES-D-R). Esta prueba, validada por González-Forteza, Jiménez-Tapia, Ramos-Lira y Wagner (2008), consta de 35 reactivos que indican la presencia en las últimas dos semanas de síntomas depresivos, a partir de una escala de tipo Likert con opciones de respuesta: 0 = 0 días, 1 = 1-2 días, 2 = 3-4 días, 3 = 5-7 días, y 4 = 8-14 días. En una muestra de 1549 estudiantes con media de edad de 14 años (DE = 1.2) se realizó un análisis factorial con extracción de componentes principales y rotación oblicua, donde se identificaron seis factores que explican el 54.61 % de la varianza: afecto deprimido (α = .90; 5 reactivos), afecto positivo (α = .80; 3 ítems), inseguridad emocional y problemas interpersonales (α = .94; 10 reactivos), somatización (α = .91; 7 ítems), bienestar emocional (α = .81; 3 reactivos) y actividad retardada (α = .92; 6 ítems). En la presente investigación, los niveles de confiablidad -en el orden de aparición antes descrito- fueron: .86, .83, .88, .83, .79, .76, todos en niveles aceptables.
Para la administración de los instrumentos se llevó a cabo un procedimiento online mediante grupos intactos constituidos por los grupos de clase. En particular, las pruebas fueron aplicadas por medio de Google Forms en los laboratorios de cómputo de la escuela durante el horario regular de clases. Una vez llevada a cabo la instrucción para contestar los instrumentos -en un tiempo promedio de respuesta de 20 minutos-, se procedió a aclarar dudas. Cabe mencionar que se tuvo en cuenta a todos los estudiantes de primer ingreso, a quienes se les solicitó la firma de la carta de consentimiento informado por parte de sus padres o tutores para otorgar el permiso para participar de manera voluntaria en la investigación; en dicha carta se informó sobre la confidencialidad de los datos. Este estudio fue avalado por el comité de ética y las autoridades de la escuela, y se atuvo a los lineamientos éticos nacionales e internacionales.
Con el fin de evitar la capitalización del azar, se dividieron los datos de manera aleatoria en dos muestras aproximadamente iguales, una para el análisis factorial exploratorio (n = 251) -con el programa SPSS, versión 23-, y otra para el análisis factorial confirmatorio (n = 261) -mediante el programa AMOS, versión 16-.
Inicialmente, para el análisis de los reactivos se establecieron medias, desviaciones estándar, asimetría y curtosis, así como el estadístico de la prueba de Kolmogorov-Smirnov, junto con el nivel de significación, para evaluar la normalidad de la distribución. Después, se llevó a cabo un análisis factorial exploratorio (AFE) mediante el método de componentes principales con rotación ortogonal varimax, basado en autovalores superiores a 1, donde se tomaron en consideración las medidas de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) mayores a .80 y la prueba de esfericidad de Bartlett en un nivel significativo.
Los indicadores utilizados para el análisis factorial confirmatorio (AFC) fueron los índices de ajuste absoluto -índice de bondad de ajuste (GFI) e índice de bondad de ajuste corregido (AGFI)-, cuyos valores entre .90 o .95 reflejan un buen modelo; la raíz media cuadrada del error de aproximación (RMSEA), en la que puntuaciones entre .05 y .08 reflejan un ajuste razonable (Schumacker & Lomax, 2010); y la raíz cuadrada residual (RMR), preferentemente menor a .05 (Escobedo, Hernández, Estebané & Martínez, 2016). Además de esto, los índices de ajuste incremental considerados fueron el índice de ajuste de normalidad (NFI); el índice de ajuste de Tucker y Lewis (TLI), cuyos valores entre .90 y .95 indican un buen ajuste (Schumacker & Lomax, 2010); el índice de ajuste comparativo (CFI) mayor a .95; y el índice de ajuste incremental (IFI), cercano a .95. También, se tuvieron en cuenta los criterios de información Akaike (AIC) y bayesiano (BIC) para comparar modelos con distintos factores, donde los valores menores indican un mejor ajuste (Kline, 2011).
Por último, se efectuó el cálculo del coeficiente de con-fiabilidad de las escalas y sus dimensiones por medio del indicador alfa de Cronbach; y para la evaluación de la validez convergente y divergente se ejecutó la prueba de correlación de Spearman entre las dimensiones de la resiliencia y las escalas de autoestima y depresión, constructos con los que guarda empíricamente una relación (González-Arratia et al., 2011; Restrepo-Restrepo et al., 2011).
En el presente apartado se muestra la factorización del cuestionario, seguida del ajuste del modelo obtenido, las medidas de confiabilidad por dimensión, y los indicadores de validez convergente y divergente.
La muestra constituida para el AFE quedó conformada por 251 participantes, con un 57.8 % (145) de mujeres y un 42.2 % (106) de hombres. El promedio de edad fue de 14.99 años (DE = 0.529), con un mínimo de 14 y un máximo de 18.
Con el fin de evaluar normalidad de la distribución, se aplicó la prueba de Kolmogorov-Smirnov, de la cual resultó (véase Tabla 2) que los reactivos no cumplían con tal supuesto. Sin embargo, se tomaron como criterio los parámetros de asimetría ±2 y curtosis ±7 en los que se puede considerar un comportamiento semejante al normal (Abad, Olea, Ponsoda & García, 2011; Curran, West & Finch, 1996). Los ítems que superaron estos valores -reactivos 12, 15, 16, 17, 31 y 32- se descartaron debido a que causaban errores de especificación en los modelos. No se encontraron valores perdidos.
Tabla 2 Estadísticos descriptivos de los reactivos del Cuestionario de Resiliencia para Niños y Adolescentes (n = 251).
Tomando en consideración que no se encontró normalidad en la distribución de los ítems, se decidió utilizar el método de componentes principales, considerado como el más apropiado para estos casos (Abad et al., 2011). El procedimiento de rotación elegido fue el ortogonal varimax, con el fin de que coincidiera con el utilizado en la escala original (González-Arratia, 2016).
Una vez eliminados los reactivos que no cumplían con el supuesto de normalidad, se procedió a realizar el estudio exploratorio. Antes de llegar al modelo final, se evaluaron dos modelos previos: en el primero resultaron cinco dimensiones que explicaban el 61 % de la varianza (KMO = .91, p < .001, comunalidades > .50, X2 = 3302.206, gl = 325), pero en búsqueda del modelo con mejores indicadores de ajuste, y atendiendo a las consideraciones planteadas por Méndez y Rondón (2012), se decidió eliminar los reactivos 30, 18, 9 y 23, debido a que contaban con cargas factoriales menores a .50, consideradas de aporte mínimo; y del segundo modelo resultante, de cinco dimensiones que explicaban el 63.69 % de la varianza (KMO = .90, p < .001, comunalidades > .50, X2 = 2616.996, gl = 231), se eliminaron los ítems 28 y 5 por la razón antes descrita, junto a los reactivos 22 y 19 por no alcanzar el criterio de un mínimo de tres elementos para conformar una dimensión.
Mediante la depuración de reactivos resultó un modelo factorial final con un índice KMO = .90 y una prueba de esfericidad de Bartlett significativa (X2 = 1879.924, gl = 153, p < .001), con comunalidades superiores a .50, que conforman cuatro dimensiones que explican el 61.18 % de la varianza. Los autovalores encontrados van de 6.8 a 1. La carga factorial menor de los reactivos fue de .50, y la mayor, de .82.
Dado que los factores 1 y 3 mostraron una correlación alta, se decidió llevar a cabo un AFE con los ítems involucrados. Mediante los resultados se corroboró que se trata de dos factores diferenciados (KMO = .908; Bartlett < .001; comunalidades > .40; autovalores: componente 1 = 4.69, componente 2 = 1.14; varianza explicada del 58.23 %), cuyos ítems se distribuyen de la misma manera que en el análisis previo.
En la Tabla 3 se aprecia que los cinco ítems que forman el primer componente son parte de la dimensión llamada "factores protectores internos" de la escala original, la cual se describe como capacidades interpersonales y habilidades de resolución de conflictos. Se decidió renombrar el factor bajo el nombre "introspección" para distinguirlo de la tercera dimensión obtenida en el presente análisis.
Tabla 3 Matriz de estructura factorial obtenida para el Cuestionario de Resiliencia para Niños y Adolescentes.
Nota: Factor 1 = introspección; Factor 2 = empatía; Factor 3 = resolución de problemas; Factor 4 = factores protectores externos. Fuente: elaboración propia.
Los cinco reactivos de la segunda dimensión corresponden al factor "empatía" de la escala original, con excepción del reactivo 1 ("Yo soy feliz cuando hago algo bueno para los demás"), que en el instrumento original formaba parte de los factores protectores externos. De cualquier forma, se decidió conservarlo en el componente debido a su carga factorial y pertinencia.
Por otra parte, la tercera dimensión proviene tanto de los factores protectores internos como de los externos; su estructura factorial de cinco reactivos permite organizarla bajo el nombre de "resolución de problemas". Y, por último, los tres reactivos que conforman el cuarto componente pertenecen a la dimensión "factores protectores externos" del cuestionario original, por lo cual su nombre se conserva.
En la muestra aleatoria para el AFC se contó con un total de 261 estudiantes, 52.9 % (138) mujeres y 47.1 % (123) hombres, con una edad promedio de 15.02 años (DE = .526), de mínimo 14 y máximo 18. El modelo final mostró una configuración de cuatro factores integrada por 18 reactivos válidos. En la Tabla 4 se muestran los índices de ajuste absoluto de los modelos explorados que surgieron del AFE, siendo el modelo final el que presenta los mejores indicadores.
Tabla 4 Comparación de índices de bondad de ajuste absoluto por modelo
Nota. a Eliminando los reactivos 12, 15, 16, 17, 31 y 32. b Eliminando los reactivos 30, 18, 9 y 23. c Eliminando los reactivos 28, 5, 22 y 19.
De igual forma, en la Tabla 5 se muestran los índices de ajuste incremental como referencia comparativa, donde el modelo final exhibe los mejores puntajes.
Tabla 5 Comparación de índices de bondad de ajuste incremental por modelo.
Finalmente, en la Figura 1 se muestra el modelo de ecuaciones estructurales final del Cuestionario de Resiliencia para Niños y Adolescentes (Revisado).
Figura 1 Modelo del análisis factorial confirmatorio del Cuestionario de Resiliencia para Niños y Adolescentes (Revisado). F1 = introspección; F2 = empatía; F3 = resolución de problemas; F4 = factores protectores externos.
Análisis de confiabilidad por dimensión
En la Tabla 6 se presentan los índices de confiabilidad general y por subescalas. La escala total alcanzó un nivel excelente de confiabilidad, mientras que las dimensiones "introspección" y "empatía" obtuvieron un nivel de con-fiabilidad bueno. Por su parte, las dimensiones "resolución de problemas" y "factores protectores externos" lograron un nivel aceptable de confiabilidad.
Tabla 6 Análisis de confiabilidad de las dimensiones del Cuestionario de Resiliencia para Niños y Adolescentes (Revisado).
Validación convergente y divergente
Puesto que la muestra no presentó normalidad en la distribución, se llevó a cabo un análisis de correlación mediante la prueba rho de Spearman con el propósito de establecer la validez convergente y divergente del cuestionario.
La validación convergente se llevó a cabo al correlacionar las dimensiones del Cuestionario de Resiliencia para Niños y Adolescentes (Revisado) con la Escala de Autoestima de Rosenberg, donde se obtuvieron correlaciones significativas en el nivel .01 para todas las dimensiones. Como puede apreciarse en la Tabla 7, se encontraron correlaciones moderadas para "empatía" y "resolución de problemas", así como para el total de la escala. Por su parte, "introspección" mostró una correlación baja, mientras que la dimensión "factores protectores externos" presentó una correlación muy baja.
Tabla 7 Matriz de correlaciones entre resiliencia, autoestima y el CES-D-R como medidas de validez convergente y divergente.
Nota. *p < .05 **p < .01.
La validación divergente se estableció a partir de las correlaciones entre las dimensiones del Cuestionario de Resiliencia para Niños y Adolescentes (Revisado) y el CES-D-R. En la tabla 7 se muestran los resultados, en los que se pueden observar correlaciones significativas en el nivel .01, exceptuando las de "bienestar emocional", donde únicamente se encontró una correlación significativa al nivel de .05 con "resolución de problemas". El factor "empatía" y el total de la resiliencia demostraron correlaciones con un nivel de magnitud moderado, con la salvedad antes descrita. Asimismo, "resolución de problemas" y "afecto positivo" presentaron una correlación moderada, mientras que en el resto se observaron correlaciones muy bajas.
El presente estudio tuvo como objetivo realizar un análisis de las propiedades psicométricas del Cuestionario de Resiliencia para Niños y Adolescentes. El hallazgo principal consiste en ofrecer un modelo modificado con una estructura factorial satisfactoria y un excelente nivel de confiabilidad.
El cuestionario original estaba compuesto por 32 reactivos, los cuales, mediante la reducción factorial, derivaron en 18 ítems con mejores indicadores; además, el modelo consistía en tres dimensiones -factores protectores externos, empatía, y factores protectores internos-, pero tras la revisión, se conservaron los dos primeros factores y se agregaron dos dimensiones emergentes -introspección y resolución de problemas-. Una posible explicación a la aparición de estos factores es la complejidad del constructo, ya que se manifiesta en distintas habilidades; planteamiento afín a lo reportado en la literatura (Luthar, 2015; Rutter, 2012; Walsh, 2004).
La agrupación factorial de las dimensiones obtenidas es coincidente con el modelo teórico original retomado por González-Arratia (2016), donde la dimensión "yo tengo" (apoyo externo) se corresponde con factores protectores externos; la dimensión "yo soy" (fuerza interior) entraría en empatía; mientras que a la dimensión "yo puedo" (capacidades interpersonales y solución de conflictos) corresponderían introspección y resolución de problemas.
Con respecto a la adecuación cultural, es interesante resaltar que, en la versión anglosajona, el modelo se compone de tres factores -"I have", "I am", "I can"- (Grotberg, 1995; 2006), que en el idioma español han sido representados como cuatro, debido al carácter dual del verbo to be, es decir, aparecen las dimensiones "yo tengo", "yo soy", "yo estoy", "yo puedo" (Melillo & Suarez, 2001). Si bien en el presente estudio se encontraron cuatro dimensiones, estas no se corresponden con tal planteamiento, sino que se apegan más al modelo original, donde -como se mencionó previamente- el factor "yo puedo" integra los factores "introspección" y "resolución de problemas".
Del mismo modo, las dimensiones emergentes son pertinentes a la literatura, ya que, por un lado, coinciden con las elaboraciones teóricas sobre la resiliencia que consideran que el insight -o introspección- implica la capacidad de interpretar situaciones o personas y ajustar el propio comportamiento interpersonal con la manifestación de un conocimiento de sí mismo y de los demás (Grotberg, 1995; Hurtes & Allen, 2001; Luthar, 2015); y, por otro, la noción de resolución de problemas ya se encontraba incluida en la dimensión original llamada "factores protectores internos" (González-Arratia, 2016), lo cual concuerda con lo reportado previamente (Rutter, 2012).
Adicional a esto, el análisis de las propiedades psicométricas permitió dar soporte a la estructura de cuatro dimensiones diferenciadas, ya que mostró adecuados índices de ajuste tanto absolutos como incrementales, lo que apoya el planteamiento del carácter multidimensional del constructo resiliencia (Hurtes & Allen, 2001; Luthar, 2015; Walsh, 2004).
Por último, el análisis de validez convergente corroboró empíricamente la estrecha relación entre resiliencia y autoestima, ampliamente reportada en la literatura (González-Arratia et al., 2011; Luthar, 2015; Rutter, 2012; Walsh, 2004); a la vez que las pruebas de validez divergente soportaron la evidencia de la asociación negativa entre resiliencia y depresión (Restrepo-Restrepo et al., 2011).
Tal como plantean Hurtes y Allen (2001), para ser útil, un instrumento debe ser simple, fácil de administrar e interpretar, apropiado para la población y relevante para los propósitos de la intervención; y el Cuestionario de Resiliencia para Niños y Adolescentes (Revisado) cubre cada uno de estos criterios, solventando las exigencias de validación, adecuación cultural y contextual (Luthar & Cushing, 2002; Windle et al., 2011).
Adicional a esto, es importante mencionar tres implicaciones prácticas principales del uso del Cuestionario de Resiliencia para Niños y Adolescentes (Revisado). En primer lugar, la posibilidad de hacer comparaciones entre distintas muestras mediante un instrumento confiable. En segundo, que permite la elaboración de intervenciones que gocen de un sustento empírico para la operacionalización de las dimensiones de la resiliencia. Y, por último, que puede ser utilizado para evaluar y justificar la eficacia de intervenciones y programas a manera de talleres diseñados con el enfoque de resiliencia desde una perspectiva centrada en las fortalezas. Con esto, cabe señalar la importancia de enriquecer las evaluaciones psicométricas con aportaciones psicológicas y contextuales que permitan comprender la complejidad de los procesos resilientes (Belykh, 2018).
La principal contribución del presente artículo a la literatura sobre resiliencia radica en el refinamiento de las propiedades psicométricas del Cuestionario de Resiliencia para Niños y Adolescentes, sobre todo al ser un instrumento desarrollado desde el contexto mexicano. Así, la posibilidad de elaborar intervenciones dirigidas a potenciar la introspección, la empatía, los factores protectores externos y la resolución de problemas a partir de los hallazgos del presente estudio favorecerá la capacidad de los adolescentes de hacer frente a las adversidades normativas e inesperadas de la vida, es decir, que mejorarán su resiliencia.
Finalmente, se reconocen como limitaciones del estudio el tipo de muestreo y el rango de edades, por lo que se recomienda que se lleven a cabo estudios con muestras aleatorizadas en distintas poblaciones, especialmente en niños de educación primaria y secundaria. De igual manera, se sugiere evaluar la estabilidad del instrumento mediante el método test-retest y desarrollar investigaciones de tipo longitudinal. Por último, queda pendiente la baremación del instrumento que permita el uso clínico del mismo.
En conclusión, el Cuestionario de Resiliencia para Niños y Adolescentes (Revisado) cuenta con características psicométricas adecuadas tanto en su estructura factorial y confiabilidad como en su validez convergente y divergente, por lo que se propone como un instrumento útil para la evaluación de la resiliencia en adolescentes mexicanos.
A la Dra. Norma Ivonne González-Arratia López Fuentes, autora del Cuestionario de resiliencia para niños y adolescentes por su generosidad al proporcionar el instrumento para investigación. Al Consejo Nacional de Ciencia y Tecnología de México por la beca de manutención N° 375718 para estudios de doctorado del primer autor, de donde surge el presente estudio.
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How to cite this article: Bravo-Andrade, H.R., González-Betanzos, F., Ruvalcaba-Romero, N.A., López-Peñaloza, J., & Orozco-Solís, M.G. (2019). Psychometric properties of the Resilience questionnaire for children and adolescents in Mexican Students from high school. Acta Colombiana de Psicología, 22(2), 292-305. doi: http://www.doi.org/10.14718/ACP.2019.22.2.14
Cuestionario de Resiliencia para Niños y Adolescentes (Revisado)
A continuación se presenta una serie de preguntas que tienen que ver con tu forma de pensar y actuar ante la vida. Por favor, coloca una (x) en el cuadrado que más se acerque a lo que tú eres, pensando en qué medida crees que te sentiste, actuaste o te comportaste en una situación de crisis o cuando hayas tenido algún problema. Siempre ten presente la situación. No dejes ninguna pregunta sin contestar. Por tu colaboración, muchas gracias.
Recibido: 06 de Agosto de 2018; Revisado: 31 de Octubre de 2018; Aprobado: 11 de Marzo de 2019
* Sierra Nevada 950, Puerta 16, Edificio H, 2o. piso, Colonia Independencia, C.P. 44340, Guadalajara, Jalisco, México. Teléfono (52) 33 10 58 52 00 extensión 33738, ruben.bravo.a@academicos.udg.mx

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