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BULLYING Y CIBERBULLYING

Agresiones a través del Teléfono Móvil y de Internet (CYB-AG)

Nombre: Escala de agresiones a través del teléfono móvil y de Internet (CYB-AG)
Autor: Buelga y Pons (2012) Adaptación:	No. de ítems: 10
Tiempo aprox de aplicación: 5-8 minutos	Población a la que va dirigida: A partir de los 11 años
Codificación La escala aporta un índice general de cyberbullying como agresor Cyberbullying Agresor: (ítems 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10).
Fiabilidad: La escala de agresiones a través del teléfono móvil y de Internet presenta una adecuada consistencia interna; alpha de Cronbach= .88 (Buelga y Pons, 2012), .89 (Buelga, Iranzo, Ortega, Torralba y Micó, 2013a).	Validez: La escala de agresiones a través del teléfono móvil y de internet correlaciona positivamente con la implicación en conductas delictivas y violentas dentro y fuera de la escuela (Buelga et al., 2013a) y con conflicto familiar (Buelga, Ortega, Torralba y Micó, 2013b), y negativamente con satisfacción con la vida, con cohesión familiar y con apoyo social comunitario (Buelga et al, 2013b).

Referencias

Buelga, S., Cava, M. J., Musitu, G y Torralba, E. (en revisión). Cyberbullying among Spanish adolescents: prevalence, gender and grades differences. School Psychology International.

Buelga, S., Iranzo, B., Ortega, J., Torralba, E. y Micó, P. (2013a). Relations between cyberbullying and antisocial behaviours in-and out-of-school context. First International Congress Students´ Engagement in School: International Perspectives of Psychology and Education. Lisbon: Portugal.

Buelga, S., Ortega, J., Torralba, E., Micó, P. (2013b). Diferencias entre adolescentes agresores y no agresores de cyberbullying en satisfacción con la vida, clima familiar y apoyo social comunitario. III Congreso Internacional de Convivencia Escolar. Almería: España.

Buelga, S. y Pons, J. (2012). Agresiones entre adolescentes a través del teléfono móvil y de internet. Psychosocial Intervention, 21 (1), 91-101.

Bullying/Victimización (Victimización en la Escuela)

Nombre: Escala de Victimización en la Escuela
Autor: Este instrumento ha sido elaborado por el Equipo Lisis, a partir de la Escala Multidimensional de Victimización de Mynard y Joseph (2000) y el Cuestionario de Experiencias Sociales de Crick y Grotpeter (1996). Adaptación:	No. de ítems: 22
Tiempo aprox de aplicación: 6-8 minutos.	Población a la que va dirigida: A partir de los 11 años
Codificación Los primeros 20 ítems describen situaciones de victimización directa e indirecta de los iguales (10 ítems corresponden a victimización directa y 10 a victimización indirecta), con una escala de respuesta tipo Likert de cuatro puntos (1 = nunca, 4 = muchas veces). En un estudio previo (Cava, Musitu, y Murgui, 2007) se realizó un análisis factorial con rotación oblimin que indicó una estructura de tres factores, victimización relacional, victimización física y victimización verbal, que explican en conjunto el 62.18% de varianza (49.26%, 7.05% y 5.87% respectivamente): Victimización relacional: (ítems 2 5 7 8 10 12 14 17 18 19) Victimización manifiesta física: (ítems 1 9 13 15) Victimización manifiesta verbal: (ítems 3 4 6 11 16 20) Ítem 21: Permite conocer si la persona que contesta el cuestionario es victimizada reiteradamente por una persona o varias. Ítem 22: Permite conocer la frecuencia con la que ocurren las situaciones descritas en la escala.
Fiabilidad: En estudios previos se ha observado una fiabilidad de las subescalas que oscila entre .75 y .91 según el alfa de Cronbach (Cava, Musitu y Murgui, 2007; Cava, Buelga, Musitu y Murgui, 2010; Cava, Musitu, Buelga y Murgui, 2010; Estévez, Murgui y Musitu, 2009; Jiménez, Musitu, Ramos y Murgui, 2009). El alpha de Cronbach obtenido para estas subescalas en nuestra última investigación ha sido de .87, .67 y .89, respectivamente.	Validez: Esta escala presenta correlaciones positivas con medidas de ansiedad, sintomatología depresiva, estrés percibido, sentimiento de soledad, comunicación familiar negativa y expectativas negativas del profesor (Cava, 2011; Crik y Grotpeter, 1996; Estévez, Musitu y Herrero, 2005a, 2005b; Herrero, Estévez y Musitu, 2006; Jiménez et al. 2009; Storch y Masia-Warner, 2004). Muestra correlaciones negativas con medidas de clima familiar, autoestima, satisfacción con la vida, estatus sociométrico y percepción positiva del alumno por el profesor (Cava, Musitu y Murgui, 2007; Cava, Buelga et al., 2010; Cava, Musitu et al., 2010; Estévez, Jiménez y Moreno, 2010; Estévez, Martínez y Musitu, 2006; Jiménez et al. 2009).

Referencias

-Buelga, S., Cava, M. J. y Musitu, G. (2012). Reputación social, ajuste psicosocial y victimización entre adolescentes en el contexto escolar. Anales de Psicología, 28 (1), 180-187.

-Cava, M. J. (2011). Familia, profesorado e iguales: claves para el apoyo a las víctimas de acoso escolar. Psychosocial Intervention, 20 (2), 183-192.

-Cava, M.J. Buelga, S., Musitu, G. y Murgui, S. (2010). Violencia escolar entre adolescentes y sus implicaciones en el ajuste psicosocial: un estudio longitudinal. Revista de Psicodidáctica, 15 (1), 21-34.

-Cava, M.J., Musitu, G., Buelga, S. y Murgui, S. (2010). The relationships of family and classroom environments with peer relational victimization: An analysis of their gender differences. The Spanish Journal of Psychology, 13(1), 156-165.

-Cava, M.J., Musitu, G. y Murgui, S. (2007). Individual and social risk factors related to overt victimization in a sample of Spanish adolescents. Psychological Reports, 101, 275-290.

-Crick, R. N. y Grotpeter, J. K. (1996). Children’s treatment by peers: Victims of relational and overt aggression. Development and Psychopathology, 8, 367-380.

-Estévez, E., Jiménez, T. y Moreno, D. (2010). Cuando las víctimas de violencia escolar se convierten en agresores: «¿Quién va a defenderme?». European Journal of Education and Psychology, 3 (2), 177-186.

-Estévez, E., Martínez, B. y Musitu, G. (2006). La autoestima en adolescentes agresores y víctimas en la escuela: La perspectiva multidimensional. Intervención Psicosocial, 15, 223-232.

-Estévez, E., Murgui, S. y Musitu, G. (2009). Psychosocial adjustment in bullies and victims of school violence. European Journal of Psychology of Education, XXIV (4), 473-483.

-Estévez, E., Musitu, G. y Herrero, J. (2005a). The influence of violent behavior and victimization at school on psychological distress: the role of parents and teachers. Adolescence, 40, 183-195.

-Estévez, E., Musitu, G. y Herrero, J. (2005b). El rol de la comunicación familiar y del ajuste escolar en la salud mental del adolescente. Salud Mental, 28, 81-89.

-Herrero, J., Estévez, E. y Musitu, G. (2006). The relationships of adolescent school-related deviant behaviour and victimization with psychological distress: testing a general model of the mediational role of parents and teachers across groups of gender and age. Journal of Adolescence, 29, 671-690.

-Jiménez, T. I., Musitu, G., Ramos, M. J. y Murgui, S. (2009). Community involvement and victimization at school: an analysis through family, personal and social adjustment. The Journal of Community Psychology, 37 (8), 959-974.

-Mynard, H. y Joseph, S. (2000). Development of the multidimensional peer-victimization scale. Aggressive Behavior, 26, 169-178.

-Storch, E. y Masia-Warner, C. (2004). The relationship of peer victimization to social anxiety and loneliness in adolescent females. Journal of Adolescence, 27, 351-362.

Clima Escolar (CES)

Nombre: Clima Escolar (CES; Classroom Environment Scale)
Autor: Moos y Trickett (1973) Adaptación: Fernández-Ballesteros y Sierra (1989)	No. de ítems: 30
Tiempo aprox. de aplicación: 10-15 minutos	Población a la que va dirigida: A partir de 11 años
La escala completa consta de 90 ítems. La dimensión Relaciones Interpersonales está formada por 30 de estos ítems. Implicación: (ítems 1 4 7 10 13 16 19 22 25 28) Afiliación (amistad y ayuda entre alumnos): (ítems 2 5 8 11 14 17 21 23 26 29) Ayuda del profesor: (ítems 3 6 9 12 15 18 20 24 27 30) Los ítems 1, 2, 6, 8, 9, 10, 11, 12, 14, 17, 19, 20, 24, 25 y 28 son directos (Falso = 1, Verdadero = 2). Los ítems 3, 4, 5, 7, 13, 15, 16, 18, 21, 22, 23, 26, 27, 29 y 30 son invertidos (Falso = 2, Verdadero = 1).
Fiabilidad: Esta escala ha sido utilizada en diversos estudios…	Validez: La dimensión de Relaciones discrimina en función de la edad…

Referencias

Conducta Violenta en la Escuela

Nombre: Escala de Conducta Violenta en la Escuela
Autor: Little, Henrich, Jones y Hawley (2003) Adaptación: Equipo LISIS	No. de ítems: 25
Tiempo aprox. de aplicación: 8-10 minutos	Población a la que va dirigida: A partir de los 11 años.
Codificación Los ítems evalúan, con un rango de respuesta de 1 a 4 (nunca, pocas veces, muchas veces, y siempre), dos tipos de conducta violenta en el contexto escolar: por un lado, la agresión manifiesta o directa, en sus formas pura, reactiva e instrumental; por otro lado, la agresión relacional o indirecta, también en sus formas pura, reactiva e instrumental: Agresión manifiesta pura: (ítems 1 7 13 19) Agresión manifiesta reactiva: (ítems 8 11 14 20) Agresión manifiesta instrumental: (ítems 3 9 15 21 25) Agresión relacional pura: (ítems 4 10 16 22) Agresión relacional reactiva: (ítems 2 5 17 23) Agresión relacional instrumental: (ítems 6 12 18 24)
Fiabilidad: En estudios previos realizados con otras muestras de adolescentes españoles se han obtenido adecuados índices de fiabilidad que oscilan entre .62 y .84 (Cava, Musitu y Murgui, 2006; Estévez, Martínez, Moreno y Musitu, 2006; Estévez, Martínez y Musitu, 2006; Jiménez, Moreno, Murgui y Musitu, 2008; Musitu, Estévez y Emler, 2007). El coeficiente de fiabilidad alfa de Cronbach obtenido en nuestra última investigación fue de .88 y .81 para las subescalas manifiesta y relacional. El coeficiente de fiabilidad alfa de Cronbach obtenido para la escala completa fue de .90.	Validez: Las dimensiones de agresión manifiesta y relacional muestran relaciones positivas con medidas de actitud negativa hacia la autoridad institucional, transgresión hacia las normas sociales, deseo de una reputación antisocial, conflicto familiar, estrés percibido e insatisfacción con la vida (Buelga, Musitu y Murgui, 2009; Buelga, Musitu, Murgui y Pons, 2008; Cava et al., 2006; Estévez, Jiménez y Moreno, 2010; Estévez, et al., 2006; Estévez, Murgui y Musitu, 2008; Jiménez y Lehalle, en prensa; Jiménez et al., 2008; Moreno, Estévez, Mugui y Musitu, 2009). Además, en nuestros resultados la agresión manifiesta y relacional parecen diferir según sexos, en el sentido de que los chicos utilizan con mayor frecuencia ciertos tipos de agresión manifiesta y las chicas ciertos tipos de agresión relacional (Moreno, Estévez, Murgui y Musitu, 2009). Por otro lado, la agresión reactiva, en comparación con la instrumental, está más estrechamente relacionada con ciertos problemas de ajuste en la adolescencia tales como la excesiva impulsividad o la baja tolerancia a la frustración (Little, Brauner, Jones y Hawley, 2003; Little, Henrich, Jones y Hawley, 2003; Prinstein, Boergers y Vernber, 2001).

Referencias

Buelga, S., Musitu, G. y Murgui, S. (2009). Relaciones entre la reputación social y la agresión relacional en la adolescencia. International Journal of Clinical and Health Psychology, 9, 127-141.

Buelga, S., Musitu, G., Murgui, S., y Pons, J. (2008). Reputation, loneliness, satisfaction with life and aggressive behavior in adolescence. The Spanish Journal of Psychology, 11 (1), 192-200.

Cava, M.J., Musitu, G. y Murgui, S. (2006). Familia y violencia escolar: el rol mediador de la autoestima y la actitud hacia la autoridad institucional. Psicothema, 18(3), 367-373.

Estévez, E., Martínez, B., Herrero, J. y Musitu, G. (2006). Aggressive and non-aggressive rejected students: an analysis of their differences. Psychology in the Schools, 43, 387-400.

Estévez, E., Martínez, B. y Musitu, G. (2006). La autoestima en adolescentes agresores y víctimas en la escuela: La perspectiva multidimensional. Intervención Psicosocial, 15, 223-232.

Estévez, E., Jiménez, T. y Moreno, D. (2010). Cuando las víctimas de violencia escolar se convierten en agresores: «¿Quién va a defenderme?». European Journal of Education and Psychology, 3 (2), 177-186.

Estévez, E., Murgui, S. y Musitu, G. (2008). Psychosocial adjustment in aggressors, pure victims and aggressive victims at school. European Journal of Education and Psychology, 1, 33-44.

Jiménez, T.I. y Lehalle, H. (en prensa). La violencia escolar entre iguales en alumnos populares y rechazados. Intervención psicosocial.

Jiménez, T.I., Moreno, D., Murgui, S. y Musitu, G. (2008). Factores psicosociales relacionados con el estatus social del alumno en el aula: El rol de la reputación social, la amistad, la conducta violenta y la relación con el profesor. International Journal of Psychology and Psychological Therapy, 8, 227-236.

Little, T., Brauner, J., Jones, S., Nock, M. y Hawley, P. (2003). Rethinking aggression: A typological examination of the functions of aggression. Merrill-Palmer Quarterly, 49, 343-369.

Little, T. D., Henrich, C. C., Jones, S. M., y Hawley, P. H. (2003). Disentangling the «whys» from the «whats» of aggressive behaviour. International Journal of Behavioral Development, 27, 122-133.

Moreno, D., Estévez, E., Murgui, S. y Musitu, G. (2009). Relación entre el clima familiar y el clima escolar: El rol de la empatía, la actitud hacia la autoridad y la conducta violenta en la adolescencia. International Journal of Psychology and Psychological Therapy, 9 (1), 123-136.

Moreno, D., Estévez, E., Murgui, S. y Musitu, G. (2009). Reputación social y violencia relacional en adolescentes: el rol de la soledad, la autoestima y la satisfacción vital. Psicothema, 21 (4), 537-542.

Musitu, G., Estévez, E. y Emler, N. (2007). Adjustment problems in the family and school contexts, attitude towards authority and violent behaviour at school in adolescence. Adolescence, 42, 779-794.

Cyberbullying: Ciberagresores (CYB-AGS)

Nombre: Cyberbullying. Escala de ciberagresores (CYB-AGS)
Autor: Buelga, Martínez-Ferrer, Postigo, Cava y Ortega-Barón, 2020	No. de ítems: 18
Tiempo aprox. de aplicación: 5 minutos	Población a la que va dirigida: Adolescentes entre 11 y 18 años
Compuesto por dos subescalas que miden las ciberagresiones de tipo directo y de tipo indirecto. La subescala de ciberagresiones directas está formada por 8 ítems que miden conductas y ataques dirigidos directamente hacia la persona, de tipo verbal (e.g., “He enviado a alguien mensajes de burla para fastidiarle y molestarle”) y social (e.g., “He eliminado o bloqueado a alguien de grupos para dejarlo sin amigo”). La subescala de ciberagresiones indirectas consta de 10 ítems para medir conductas y ataques indirectos, en los que se utiliza la manipulación de contenidos (e.g. “He creado o manipulado videos o fotos de una persona”), la suplantación de la identidad (e.g. “Me he hecho pasar por otra persona para decir o hacer cosas malas en Internet o en redes sociales”) y el hackeo (e.g. “He cambiado la contraseña de las redes sociales para que una persona no pueda entrar en sus cuentas o redes sociales”). El análisis factorial evidencia la estructura bifactorial de la escala, explicando el 53.11% de la varianza. El factor de ciberagresiones directas explica el 45.11% de la varianza y el factor de ciberagresiones indirectas explica el 8.01%. Ciberagresiones directas (8 ítems): 1, 2, 4, 11, 13, 14, 15, 18 Ciberagresiones indirectas (10 ítems): 3, 5, 6, 7, 8, 9, 10, 12, 16, 17
Fiabilidad: El coeficiente alfa de Cronbach de la escala total es de .89; la fiabilidad para la subescala de ciberagresiones indirectas es de .93 y de .86 para la subescala de ciberagresiones directas.	Validez: Los resultados de validez convergente del instrumento hallan relaciones congruentes con variables exploradas en la literatura previa. La ciberagresión total y los factores de ciberagresión indirecta y directa correlacionan positivamente con las actitudes negativas hacia la escuela, ira, actitudes hacia las transgresiones y violencia escolar. La ciberagresión total y los factores de ciberagresión indirecta y directa correlacionaron negativamente con las actitudes positivas hacia la autoridad.

Referencias

Buelga, S., Postigo, J., Martínez-Ferrer, B., Cava, M. J., y Ortega-Barón, J. (2020). Cyberbullying among adolescents: psychometric properties of the CYB-AGS Cyber-Aggressor Scale. International Journal of Environmental Research and Public Health, 17(9), 3090.

Buelga, S., Cava, M. J., Musitu, G., y Torralba, E. (2015). Cyberbullying aggressors among Spanish secondary education students: an exploratory study. Interactive Technology and Smart Education, 12, 100-115.

Buelga, S., y Pons, J. (2012). Agresiones entre Adolescentes a través del Teléfono Móvil y de Internet. Psychosocial Intervention, 21(1), 91-101.

Cava, M. J., Buelga, S. y Carrascosa, L. (2022). Cibercontrol y ciberagresión hacia la pareja en alumnado adolescente: Prevalencia y relaciones con el ciberbullying. Revista de Educación.

Cyberbullying: Cibervictimización (CYBVICS)

Nombre: Cyberbullying. Escala de cibervictimización (CYBVICS)
Autor: Buelga, Martínez-Ferrer, Cava y Ortega-Barón, 2019	No. de ítems: 18
Tiempo aprox. de aplicación: 5 minutos	Población a la que va dirigida: Adolescentes entre 11 y 18 años
Compuesto por dos escalas que miden las cibervictimizaciones de tipo directo y de tipo indirecto. La subescala de cibervictimizaciones directas está formada por 8 ítems que miden conductas y ataques dirigidos directamente hacia la persona, de tipo verbal (e.g., “Me han enviado mensajes de burla para fastidiarme y molestarme”) y social (e.g., “Me han eliminado o bloqueado de grupos para dejarme sin amigo”). La subescala de cibervictimizaciones indirectas consta de 10 ítems para medir conductas y ataques indirectos, en los que se utiliza la manipulación de contenidos (e.g. “Han creado o manipulado videos o fotos mías”), la suplantación de la identidad (e.g. “Se han hecho pasar por mí para decir o hacer cosas malas en Internet o en redes sociales”) y el hackeo (e.g. “Me han cambiado la contraseña de las redes sociales para que no pueda entrar en mis cuentas o redes sociales”). El análisis factorial evidencia la estructura bifactorial de la escala, explicando el 53.08% de la varianza. El factor de cibervictimizaciones directas explica el 43.85% de la varianza y el factor de ciberagresiones indirectas explica el 9.24%. Cibervictimizaciones directas (8 ítems): 1, 2, 4, 11, 13, 14, 15, 18 Cibervictimizaciones indirectas (10 ítems): 3, 5, 6, 7, 8, 9, 10, 12, 16, 17
Fiabilidad: El coeficiente alfa de Cronbach de la escala total es de .88; la fiabilidad para la subescala de cibervictimizaciones directas es de .92 y de .89 para la subescala de cibervictimizaciones indirectas.	Validez: Los resultados de validez convergente del instrumento hallan relaciones congruentes con variables exploradas en la literatura previa. La cibervictimización correlaciona positivamente con la victimización escolar, la sintomatología depresiva y la comunicación ofensiva en la familia. La cibervictimización correlaciona negativamente con la autoestima familiar, la comunicación abierta con el padre y con la madre.

Referencias

Buelga, S., Martínez-Ferrer, B., Cava, M. J., y Ortega-Barón, J. (2019). Psychometric properties of the CYBVICS cyber-victimization scale and its relationship with psychosocial variables. Social Sciences, 8(1), 13.

Buelga, S., Cava, M.J. y Musitu, G. (2012). Validación de la Escala de Victimización entre Adolescentes a través del Teléfono Móvil y de Internet. Pan American Journal of Public Health, 32(1), 36-42.

Buelga, S., Cava, M. J. y Musitu, G. (2010). Cyberbullying: victimización entre adolescentes a través del teléfono móvil y de Internet. Psicothema, 22(4), 784-789.

Cava, M.J., Tomás, I., Buelga, S., & Carrascosa, L. (2020). Loneliness, depressive mood and cyberbullying victimization in adolescent victims of cyber dating violence. International Journal of Environmental Research and Public Health, 17(12), 4269. https://doi.org/10.3390/ijerph17124269

Iranzo, B., Buelga, S., Cava, M. J., & Ortega-Barón, J. (2019). Cyberbullying, psychosocial adjustment, and suicidal ideation in adolescence. Psychosocial Intervention, 28(2), 75-81.

Cyberbullying. Screening de acoso entre iguales

Nombre: Cyberbullying. Screening de acoso entre iguales
Autor: Garaigordobil, 2013	No. de ítems: 66
Tiempo aprox. de aplicación: 8-10 minutos	Población a la que va dirigida: Adolescentes entre 11 y 18 años.
Compuesto por dos escalas: acoso y ciberacoso. La escala de acoso “cara a cara” consta de 12 ítems que miden 4 ámbitos: físico, verbal, social y psicológico. La escala de ciberacoso evalúa 15 conductas relacionadas con el acoso cibernético (ej. robo de contraseñas, llamar para atemorizar, enviar mensajes ofensivos, etc.). El screening informa de cuatro indicadores de acoso y ciberacoso: 1) Victimización (conductas de victimización que ha sufrido en el último año-víctima) 2) Agresión (conductas agresivas/acoso que ha realizado en el último año-agresor) 3) Observación (conductas agresivas/acoso que ha observado ejecutar a otros durante el último año-observador) 4) Victimización-Agresiva (conductas de acoso que sufre como víctima y realiza como agresor). El análisis factorial evidenció una estructura configurada por 3 factores (víctimas/agresores/observadores) en bullying y cyberbullying que explican el 57.89% y 40.15% de la varianza (Garaigordobil, 2014). Bullying (12 ítems): Físico: 1, 6 y 10 Verbal: 2, 7 y 11 Social: 3, 8 y 12 Psicológico: 4, 9 y 13 Ítem 5: si la persona ha sido víctima de bullying, debe indicar qué relación hay con el agresor. Ciberbullying (54 ítems): Víctima/Cibervíctima: ítems del 1 al 15 incluyendo los ítems a, b y c Agresor/Ciberagresor: ítems del 16 al 30 incluyendo los ítems d, e y f Observador: ítems 31 a 45 incluyendo los ítems g, h e i.
Fiabilidad: En el estudio original de Garaigordobil (2014) realizado con adolescentes de 12 a 18 años los coeficientes alfa de Cronbach para la sección de bullying fueron: .81 para la puntuación total, .70 para victimización, .71 para agresión, .80 para observación. En la sección de ciberbullying la consistencia interna fue de .91 en la puntuación total, .82 en cibervictimización, .91 en ciberagresión y .87 en ciberobservación. Estudios posteriores realizados con muestras de adolescentes españoles han encontrado índices siempre superiores a .76 (De Luis & Landazabal, 2019; Garaigordobil & Machimbarrena, 2019; Larrain, & Garaigordobil, 2020).	Validez: Los resultados de la validez convergente y divergente del instrumento (Garaigordobil, 2013) encuentran relaciones congruentes con variables exploradas en la literatura previa. En el citado estudio de 2014 se informa sobre nuevas relaciones entre estos constructos y variables de personalidad y estilos educativos parentales que permiten identificar un perfil de aquellas personas que no han sido víctimas ni agresores en el último año frente a otros patrones que aparecen en víctimas o en agresores. Por ejemplo, se encuentran correlaciones negativas del bullying y cyberbullying con empatía, adaptación social, amabilidad, responsabilidad social y autoestima, y positivas con conducta antisocial, neuroticismo, síntomas psicopatológicos, síntomas psicosomáticos, problemas escolares-académicos y estilo parental coercitivo con bajo grado de aceptación de los hijos (Garaigordobil, 2014, 2017).

Referencias

Garaigordobil, M. (2013). Cyberbullying. Screening de acoso entre iguales. Madrid: TEA.

Garaigordobil, M. (2014). Cyberbullying. Screening de acoso entre iguales: descripción y datos psicométricos. International Journal of Developmental and Educational Psychology, 4(1), 311-318.

Garaigordobil, M. (2017). Psychometric properties of the cyberbullying test, a screening instrument to measure cybervictimization, cyberaggression, and cyberobservation. Journal of Interpersonal Violence, 32(23), 3556-3576. https://doi.org/10.1177/0886260515600165

Garaigordobil, M., & Machimbarrena, J. M. (2019). Victimization and perpetration of bullying/cyberbullying: Connections with emotional and behavioral problems and childhood stress. Psychosocial Intervention, 28(2), 67-73.

De Luis, E. C., & Landazabal, M. G. (2019). Bullying y cyberbullying: diferencias de sexo en víctimas, agresores y observadores. Pensamiento Psicológico, 17(2), 57-71.

Larrain, E., & Garaigordobil, M. (2020). El bullying en el País Vasco: prevalencia y diferencias en función del sexo y la orientación sexual. Clínica y Salud, 31(3), 147-153.

Socialización en la Red Social Virtual (e-SOC39)

Nombre: Escala de socialización en la red social (e-SOC39)
Autor: Grupo LISIS (2013)	No. de ítems: 39
Tiempo aprox. de aplicación: 5-8 minutos	Población a la que va dirigida: A partir de los 12 años
Codificación Esta escala ha sido elaborada para evaluar la interacción existente entre los adolescentes en las redes sociales virtuales. La escala tiene dos partes diferenciadas: la primera está constituida por 7 ítems que dan información estructural (ítems 1, 2, 3, 4, 5, 6, y 7). La segunda parte está conformada por 31 ítems que se agrupan en 4 factores que explican el 41% de la varianza. Los factores son: Dependencia: (ítems 10 11 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34) Fortalecimiento de la amistad: (ítems 13 14 16 17 18 19 22) Facilitador social: (ítems 12 15 20 21 37) Violencia y rechazo: (ítems 8 9 23 35 36 38 39)
Fiabilidad: La fiabilidad total de la escala (alpha de Cronbach) es de .87. La fiabilidad de los factores es: .84, .81, .77 y .64, respectivamente.	Validez: Respecto de la validez convergente, se han encontrado correlaciones significativas entre las cuatro dimensiones de la escala. El factor Dependencia correlaciona negativamente con el autoconcepto académico y familiar, así como con la soledad emocional. El factor Fortalecimiento de la Amistad correlaciona positivamente con el autoconcepto social y con la evaluación subjetiva de la red social. El factor Facilitador Social correlaciona en sentido positivo con el autoconcepto social y con la evaluación subjetiva de la red. El factor Violencia y Rechazo correlaciona negativamente con el autoconcepto académico, social y familiar, así como con la evaluación subjetiva de la red social, y positivamente con soledad emocional. En cuanto a la validez discriminante, los factores Dependencia y Fortalecimiento de la amistad discriminan entre chicos y chicas, en el sentido de que las chicas han obtenido mayores puntuaciones que los chicos en estos factores, mientras que los chicos tienen puntuaciones más elevadas que las chicas en los factores Facilitador social y Violencia y Rechazo.

Referencias

En proceso de contrastación y diseminación.

Victimización a través del Teléfono Móvil e Internet (CYB-VIC)

Nombre: Escala de Victimización a través del teléfono móvil y de Internet (CYB-VIC)
Autor: Buelga, Cava y Musitu (2012)	No. de ítems: 18
Tiempo aprox. de aplicación: 10-12 minutos	Población a la que va dirigida: A partir de los 11 años
Codificación CyberBullying Móvil: (ítems: 1 2 3 4 5 6 7 8). CyberBullying Internet: (ítems: 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10). El análisis factorial de la escala muestra que el primer factor Cybmóvil explica el 26% de varianza y el segundo factor, Cybinternet, el 25.4% de varianza. La correlación entre ambas dimensiones es de .76.
Fiabilidad: En el estudio de validación de la escala realizado por Buelga, Cava y Musitu (2012) en una muestra de adolescentes españoles (n=1934) y en una muestra de adolescentes mexicanos (n=1483), se observaron adecuadas propiedades psicométricas. El coeficiente alfa de Cronbach para el total de la escala fue de .92 en la muestra de España, y de .90 en la muestra de México; en Cybmóvil respectivamente .85 y .82 y en Cybinternet .89 y .88.	Validez: La escala de victimización a través del teléfono móvil y de internet muestra correlaciones positivas con los indicadores de malestar psicológico: estrés psicológico, sintomatología depresiva y soledad, y con las conductas de acoso tradicional de victimización física, relacional y verbal (Buelga, Ortega, Iranzo y Torralba, 2013; Buelga et al., 2012). También la escala correlaciona negativamente con satisfacción con la vida (Buelga et al., 2012), con autoestima académica y con los indicadores de percepción del clima escolar (ayuda del profesor, implicación en las tareas, y amistad) (Buelga et al., 2013).

Referencias

Buelga, S., Ortega, J., Iranzo, B. y Torralba, E. (2013). Cyberbullying influence on academic self-esteem and perception of school climate among secondary. First International Congress Students´ Engagement in School: International Perspectives of Psychology and Education. Lisbon: Portugal.

Buelga, S., Sánchez, A., Iranzo, B. y Ortega, J. (2013). Ajuste psicológico en adolescentes víctimas de cyberbullying. III Congreso Internacional de Convivencia Escolar. Almería: España.

Buelga, S., Cava, M. J. y Musitu, G. (2012). Validación de la escala de victimización entre adolescentes a través del teléfono móvil y de internet (CYBVIC). Pan American Journal of Public Health, 32(1), 36-42.

Buelga, S., Cava, M. J. y Musitu, G. (2010). Cyberbullying: victimización entre adolescentes a través del teléfono móvil y de Internet. Psicothema, 22(4), 784-789.

Buelga, S., Cava, M.J. y Pons, J. (2009). Cyberbulling: Una nueva forma de maltrato entre los iguales adolescentes. XI Congreso Nacional de Psicología Social. Tarragona: España.

Pons, J., Buelga, S. y Martínez, B. (2009). Análisis cualitativo de la percepción de victimización en la adolescencia. XI Congreso Nacional de Psicología Social. Tarragona: España.

Victimización Escolar entre Iguales (VE-I)

Nombre: Escala de Victimización Escolar entre Iguales (VE-I)
Autor: Cava y Buelga (2018)	No. de ítems: 11
Tiempo aprox. de aplicación: 5-8 minutos	Población a la que va dirigida: Cava y Buelga (2018)
Codificación Esta escala consta de 11 ítems que describen diferentes formas de victimización que los estudiantes pueden sufrir por parte de sus compañeros (situaciones de exclusión social y aislamiento, agresiones verbales y agresiones físicas) en los contextos escolares. Para la cumplimentación de esta escala, los estudiantes deben indicar la frecuencia con qué han sufrido estas diferentes formas de victimización con cinco opciones de respuesta: nunca, sólo me ha pasado una vez, algunas veces en el último mes, bastantes veces en el último mes y me pasa muy a menudo. El análisis factorial de esta escala (Cava y Buelga, 2018) mostró la existencia de tres factores, que explican en conjunto el 60.12% de varianza. Las puntuaciones de cada tipo de victimización (relacional, física y verbal) se obtienen sumando los ítems correspondientes a cada factor: Victimización relacional: (ítems 1 + 2 + 3) Victimización física: (ítems 4 + 5 + 6 + 7) Victimización verbal: (ítems 8 + 9 + 10 + 11)
Fiabilidad: En el estudio realizado para analizar sus propiedades psicométricas (Cava y Buelga, 2018) se calcularon los coeficientes de consistencia interna (alfa de Cronbach) de los tres factores, obteniéndose en todos los casos valores superiores a .70: un valor de .86 para el factor de victimización verbal, .85 para el factor de victimización física y .78 para el factor de victimización relacional.	Validez: Los tres factores de la escala (victimización relacional, victimización física y victimización verbal) muestran correlaciones negativas con el autoconcepto social y con la satisfacción con la vida (Cava y Buelga, 2018). En adolescentes se han observado correlaciones positivas con la victimización de pareja (Carrascosa, Cava, Ortega-Barón y Buelga, en revisión). En concreto, en el estudio de Carrascosa et al. (en revisión) se han obtenido correlaciones positivas entre la victimización escolar relacional y la victimización de pareja relacional y psicológica; entre la victimización escolar física y la victimización de pareja relacional, psicológica y física; y entre la victimización escolar verbal y la victimización de pareja relacional, psicológica y física. También, se han observado relaciones entre los tres tipos de victimización escolar entre iguales y la utilización por parte de los estudiantes de diferentes estrategias de afrontamiento ante el acoso escolar (Cava, Ayllón y Tomás, 2021).

Referencias

Cava, M. J. y Buelga, S. (2018). Propiedades psicométricas de la Escala de Victimización Escolar entre Iguales (VE-I). Revista Evaluar, 18(1), 40-53.

Cava, M.J., Ayllón, E., & Tomás, I. (2021). Coping strategies against peer victimization: Differences according to gender, grade, victimization status and perceived classroom social climate. Sustainability, 13, 2605. https://doi.org/10.3390/su13052605

Carrascosa, L., Cava, M.J., Ortega-Barón, J. y Buelga, S. (en revisión). Revista Electrónica de Investigación Educativa.

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FAMILIA

Aceptación-Rechazo/Control Parental (PARQ/C)

Nombre: Cuestionario de Aceptación-Rechazo/Control Parental para adolescentes (Child-Parental Acceptance-Rejection/Control Questionnaire, PARQ/C)
Autor: Rohner, 2005 Adaptación: Del Barrio, Ramírez-Uclés, Romero y Carrasco (2014)	No. de ítems: 29
Tiempo aprox. de aplicación: 10-20 minutos	Población a la que va dirigida: Niños y adolescentes entre 7 y 17 años
Las versiones que cumplimenta el niño sobre la madre y sobre el padre son idénticas excepto que los ítems se formulan en relación con la figura parental que corresponda. Los ítems se distribuyen en cinco escalas de la siguiente manera: Cariño/afecto: 8 ítems (1, 4, 11, 15, 21, 23, 27, 29) Hostilidad/agresión: 6 ítems (5, 8, 12, 17, 22, 24) Indiferencia/negligencia: 6 ítems (2, 9, 13, 16, 18, 28) Rechazo indiferenciado:* 4 ítems (6, 10, 19, 25) Escala de Control: 5 ítems (3, 7, 14, 20, 26) Ítems con puntuaciones invertidas La suma de todos los ítems de las cinco escalas (con la escala de Cariño/afecto invertida) proporciona una medida global de aceptación-rechazo percibido cuyas puntuaciones oscilan desde 24 (máxima aceptación percibida) hasta 96 (máximo rechazo percibido). Por tanto, la escala puede ser denominada como rechazo parental. La escala de control se puntúa como escala independiente. Tras un análisis factorial confirmatorio, Del Barrio y colaboradores (2014) replicaron la estructura original en 4 factores más la dimensión de control de la adaptación española con una muestra de niños y adolescentes de entre 9 y 16 años.
Fiabilidad: La validación española del cuestionario mostró una adecuada consistencia evaluada con el Alfa de Cronbach (Del Barrio et al. 2014). Específicamente, se obtuvo una puntuación de .88 para la escala total para ambas versiones (padre y madre). Respecto a la fiabilidad por dimensiones, en el caso de la versión del padre se obtuvo .90 para cariño/afecto, .63 en rechazo indiferenciado, .65 en hostilidad/agresión, y .69 en indiferencia/negligencia; en el caso de la madre las puntuaciones fueron .85, .71, .58 y .68 respectivamente. En un estudio posterior realizado con muestra española de niños y adolescentes de entre 9 y 18 años, Ramírez-Uclés et al. (2017) obtuvieron índices totales similares, con un alfa de Cronbach de .87 para la escala total del padre y .85 para la de la madre.	Validez: En el estudio de adaptación del cuestionario (Del Barrio et al., 2014) se obtuvieron evidencias de validez de criterio. Específicamente se obtuvieron correlaciones positivas entre los factores negativos del PARQ/C (Hostilidad/agresión, Indiferencia/negligencia y Rechazo indiferenciado) y el desajuste psicológico y los problemas exteriorizados e interiorizados de los niños y adolescentes, mientras que la correlación es positiva con el factor (Cariño/afecto). También se evaluó la relación de los factores del cuestionario con escalas de poder y prestigio percibido de los padres e implicación paterna. Respecto del poder y prestigio percibido de los padres, en todos los casos se producen correlaciones positivas significativas, excepto en las escalas de afecto tanto paterno como materno, que se obtienen correlaciones negativas con el factor de prestigio. Respecto de la implicación paterna, en todos los casos se producen correlaciones negativas significativas con todas las escalas de crianza negativas y correlaciones positivas significativas con las escalas de crianza positivas, tanto en el caso de los padres como en el caso de las madres.

Referencias

Del Barrio, V., Ramírez-Uclés, I., Romero, C., & Carrasco, M. A. (2014). Adaptación del Child-PARQ/Control: versiones para el padre y la madre en población infantil y adolescente española. Acción Psicológica, 11(2), 27-46. http://dx.doi.org/10.5944/ap.11.2.14173

Ramírez-Uclés, I., González-Calderón, M. J., del Barrio-Gándara, V., & Carrasco, M. Á. (2018). Perceived parental acceptance-rejection and children’s psychological adjustment: The moderating effects of sex and age. Journal of Child and Family Studies, 27(4), 1336-1348.

Rohner, R. P. (2005). Parental acceptance-rejection questionnaire (PARQ): Test manual. In R. P. Rohner & A. Khaleque (Eds.), Handbook for the study of parental acceptance and rejection, 4th ed. (pp. 43-106). Storrs, CT: Rohner Research Publications.

Agresiones de Hijos a Padres (CPAQ)

Nombre: Cuestionario de Agresiones de Hijos a Padres / The Adolescent Child-to-Parent Aggression Questionnaire (CPAQ)
Autor: Calvete, Gámez-Guadix, Orue, González-Díez, López de Arroyabe y Sampedro (2013)	No. de ítems: 20
Tiempo aprox. de aplicación: 10 minutos	Población a la que va dirigida: Niños y adolescentes entre 7 y 17 años
Codificación El instrumento se divide en dos subescalas que miden agresión hacia el padre y hacia la madre, respectivamente. Cada subescala está compuesta por 10 ítems. Se diferencian 3 dimensiones: Agresión psicológica hacia el Padre/Madre: ítems 1 + 2 + 5 + 7 + 8 + 9 + 10 Agresión física hacia el Padre/Madre: ítems 3 + 4 + 6 Además, el cuestionario tiene una subescala compuesta por 4 ítems que evalúa distintos motivos por los que el adolescente ha realizado estos comportamientos.
Fiabilidad: De acuerdo con el estudio original de Calvete et al. (2013) los coeficientes alpha de Cronbach fueron de .76 y .75 para las dimensiones de agresión psicológica hacia la madre y hacia el padre respectivamente, y de .76 y .73 para las dimensiones de agresión física hacia la madre y hacia el padre respectivamente. En un estudio longitudinal se obtuvieron los siguientes coeficientes para la escala global: .87, .84, y .86 para el T1, T2, y T3, respectivamente (Fernández-González et al., 2021).	Validez: En el estudio original se ha obtenido una correlación entre agresión física y psicológica para las subescalas de agresión hacia la madre y agresión hacia el padre de .38 y .39 respectivamente. Se ha observado que la VFP correlaciona negativamente con la comunicación abierta con ambos padres y positivamente con la comunicación problemática, el estrés percibido y el uso problemático de las redes sociales (Jiménez et al., 2019; Suarez et al. 2020).

Referencias

Calvete, E., Gámez-Guadix, M., Orue, I., Gonzalez-Diez, Z., Lopez de Arroyabe, E., Sampedro, R., Pereira, R., Zubizarreta, A., & Borrajo, E. (2013). Brief report: The Adolescent Child-to-Parent Aggression Questionnaire: An examination of aggression against parents in Spanish Adolescents. Journal of Adolescence, 36, 1077-1081.

Calvete, E., Gamez-Guadix, M., & Garcia-Salvador, S. (2015). Social Information Processing in Child-to-Parent Aggression: Bidirectional Associations in a 1-Year Prospective Study. Journal of Child and Family Studies, 24, 2204-2216.

Calvete, E., Gámez-Guadix, M., & Orue, I. (2014). Características familiares asociadas a violencia filio-parental en adolescentes. Anales de Psicología, 30(3), 1176-1182.

Calvete, E. y Orue, I. (2016). Violencia filio-parental: Prevalencias y razones para las agresiones contra padres y madres. Psicología Conductual, 24(3), 481-495.

Calvete, E., Orue, I., & Gámez-Guadix, M. (2015). Reciprocal longitudinal associations between substance use and child-to-parent violence in adolescents. Journal of Adolescence, 44, 124-133.

Calvete, E., Orue, I., Gamez-Guadix, M., & Bushman, B.J. (2015). Predictors of Child-to-Parent Aggression: A 3-Year Longitudinal Study. Developmental Psychology, 51(5), 663-676. doi: 10.1037/a0039092

Fernández-González, L., Orue, I., Adrián, L., & Calvete, E. (2021). Child-to-parent aggression and dating violence: longitudinal associations and the predictive role of early maladaptive schemas. Journal of Family Violence, 1-9. https://doi.org/10.1007/s10896-021-00269-2

Jiménez, T. I., Estévez, E., Velilla, C. M., Martín-Albo, J., & Martínez, M. L. (2019). Family communication and verbal child-to-parent violence among adolescents: the mediating role of perceived stress. International Journal of Environmental Research and Public Health, 16(22), 4538.

Suárez-Relinque, C., del Moral Arroyo, G., Jiménez, T. I., Calleja, J. E., & Sánchez, J. C. (2020). Predictive psychosocial factors of child-to-parent violence in a sample of Mexican adolescents. Frontiers in Psychology, 11, 576178.

Clima Familiar (FES)

Nombre: Escala de Clima Familiar (FES; Family Environment Scale)
Autor: Moos y Moos (1981) Adaptación: Fernández-Ballesteros y Sierra (1989)	No. de ítems: 27
Tiempo aprox. de aplicación: 10 minutos	Población a la que va dirigida: A partir de los 11 años
Codificación Cohesión: (ítems 1 4 7 10 13 16 19 22 25) Expresividad: (ítems 2 5 8 11 14 17 20 23 26) Conflicto: (ítems 3 6 9 12 15 18 21 24 27) Los ítems 1, 3, 5, 7, 9, 10, 11, 14, 15, 16, 18, 20, 22, 24, 25 y 26 son directos (Falso = 1, Verdadero = 2). Los ítems 2, 4, 6, 8, 12, 13, 17, 19, 21, 23 y 27 son invertidos (Verdadero = 1, Falso = 2).
Fiabilidad: Esta escala ha sido ampliamente utilizada (por ejemplo, Escriva, García y Pérez-Delgado, 2001; Peleg-Popko y Klingman, 2002; Pumar, Ayerbe, Espina, García y Santos, 1995) y sus índices de fiabilidad en estudios previos han sido satisfactorios (Boyd, Gullone, Needleman y Burt, 1997; Chipuer y Villegas, 2001). En nuestros estudios los índices de fiabilidad de estas subescalas han oscilado entre .52 y .86 (Jiménez, 2011; Jiménez y Lehalle, 2012; Jiménez, Musitu y Murgui, 2008; Povedano, Jiménez, Moreno, Amador y Musitu, 2012). En nuestra última investigación la fiabilidad (alpha de Cronbach) obtenida ha sido de .85 para la subescala de Cohesión, .80 para la subescala de Expresividad y .86 para la subescala de Conflicto (Estévez, Jiménez, Moreno y Musitu, 2013).	Validez: Los adolescentes más jóvenes (entre 10 y 12 años) perciben más cohesión y menor conflicto que los de 12 a 16 años; y los adolescentes pertenecientes a familias completas perciben también mayor cohesión y menor conflicto (Jiménez, Murgui y Musitu, 2005). Se ha mostrado que las puntuaciones obtenidas con esta escala convergen satisfactoriamente con las obtenidas mediante otros instrumentos de evaluación del sistema familiar como el FACES II (Martínez-Pampliega, Iraurgi, Galíndez y Sanz, 2006). Se considera que esta escala es una medida útil para la identificación de características importantes de adaptación psicológica en los miembros de la familia (Kronenberger y Thompson, 1990). La dimensión de Relaciones Interpersonales del Clima Familiar ha mostrado correlaciones positivas con la satisfacción con la vida y la empatía, y correlaciones negativas con la percepción de soledad, la sintomatología depresiva y la violencia y victimización escolar en adolescentes (Cava, Murgui y Musitu, 2007; Cava, Musitu, Buelga y Murgui, 2010; Estévez et al., 2013; Estévez, Murgui, Musitu y Moreno, 2008a, 2008b; Jiménez y Lehalle, 2012; Jiménez et al., 2008; Moreno, Estévez, Murgui y Musitu, 2009; Povedano et al., 2012). Esta dimensión correlaciona también negativamente con el consumo de alcohol, tabaco y cannabis (Jiménez et al., 2008). Por otra parte, las madres de hijos con problemas de conducta perciben sus familias como menos cohesivas, menos expresivas y más conflictivas. Esta dimensión también correlaciona positivamente con la autoestima global medida con la escala de Rosenberg (Jiménez y Lehalle, 2012) y con las dimensiones social, familiar y académica de la escala multidimensional de autoestima de García y Musitu (Jiménez et al., 2008). Tiene también correlaciones positivas con la actitud hacia la autoridad y las normas sociales, la integración y el apoyo percibidos en la comunidad y en el contexto escolar (Estévez et al., 2008a; Jiménez y Lehalle, 2012; Moreno et al., 2009).

Referencias

Boyd, C. P., Gullone, E., Needleman, G.L. y Burt, T. (1997). The Family Environment Scale: Reliability and normative data for an adolescent sample. Family Process, 36 (4), 369-373.

Cava, M.J., Murgui, S. y Musitu, G. (2007). Individual and social risk factors related to overt victimization in a sample of Spanish adolescents. Psychological Reports, 101, 275-290.

Cava, M.J., Musitu, G., Buelga, S., y Murgui, S. (2010). The relationships of family and classroom environments with peer relational victimization: An analysis of their gender differences. The Spanish Journal of Psychology, 13 (1), 156-165.

Chipuer, H.M. y Villegas, T. (2001). Comparing the second-order factor structure of the Family Environment Scale across husbands’ and wives’ perceptions of their family environment. Family Process, 40 (2), 187-198.

Escriva, M.V. García, P.S. y Pérez-Delgado, E. (2001). Family climate and the development of self-concept. A longitudinal study in adolescent population. Revista Latinoamericana de Psicología, 33(3), 243-259.

Estévez, E., Murgui, S., Musitu, G. y Moreno, D. (2008a). Adolescent aggression: effects of gender and family and school environments. Journal of Adolescence, 31, 433-450.

Estévez, E., Murgui, S., Musitu, G. y Moreno, D. (2008b). Clima familiar, clima escolar y satisfacción con la vida en adolescentes. Revista Mexicana de Psicología, 25 (1), 119-128.

Jiménez, T.I. (2011). Autoestima de riesgo y protección: una mediación entre el clima familiar y el consumo de sustancias en adolescentes. Psychosocial Intervention, 20 (1), 53-61.

Jiménez, T.I. y Lehalle, H. (2012). La violencia escolar entre iguales en alumnos populares y rechazados. Intervención psicosocial, 21(1), 77-89.

Jiménez, T.I., Murgui, S. y Musitu, G. (2005). Validez discriminante de la dimensión de Relaciones de la escala «Clima Social Familiar» de Moos. Universidad de Valencia. Facultad de Psicología. Manuscrito no publicado.

Jiménez, T.I., Musitu, G. y Murgui, S. (2008). Funcionamiento familiar y consumo de sustancias en adolescentes: El rol mediador de la autoestima. Internacional Journal of Clinic and Health Psychology, 8, 139-151.

Kronenberg, W.G. y Thompson, R.J. (1990). Dimensions of family functioning in families with chronically ill children: A higher order factor analysis of the Family Environment Scale. Journal of Clinical Child Psychology, 19, 380-388.

Martínez-Pampliega, A., Iraurgi, I., Galíndez, E. y Sanz, M. (2006). Family Adaptability and Cohesion Evaluation Scale (FACES): desarrollo de una versión de 20 ítems en español. International Journal of Clinical and Health Psychology, 6, 317-338.

Moos, R. y Moos, B. (1994). Family Environment Scale Manual: Development, Applications, Research – Third Edition. Palo Alto, CA: Consulting Psychologist Press.

Moos, R.H. y Moos, B.S. (1981). Family Environment Scale Manual. Palo Alto, CA: Consulting Psychologist Press.

Musitu, G., Jiménez, T.I. y Murgui, S. (2007). El rol del funcionamiento familiar y del apoyo social en el consumo de sustancias de los adolescentes. Revista Española de Drogodependencias, 32, 370-380.

Peleg-Popko, O. y Klingman, A. (2002). Family environment, discrepances between perceived actual and desirable environment, and children’s test and trait anxiety. British Journal of Guidance and Counselling, 30(4), 451-466.

Povedano, A., Jiménez, T.I., Moreno, D., Amador, L. V. y Musitu, G. (2012). Relación del conflicto y la expresividad familiar con la victimización en la escuela: el rol de la autoestima, la sintomatología depresiva y el género de los adolescentes. Infancia y Aprendizaje, 35(4), 421-432.

Pumar, B., Ayerbe, A., Espina, A, García, E. y Santos, A. (1995). Percepción del clima familiar en toxicómanos. Anales de Psicología, 11(2), 143-152.

Comunicación Padres-Adolescente (PACS)

Nombre: Escala de Comunicación Padres-Adolescente (PACS; Parent-Adolescent Communication Scale)
Autor: Barnes y Olson (1982, 1985) Adaptación: Equipo LISIS	No. de ítems: 20
Tiempo aprox. de aplicación: 9-11 minutos	Población a la que va dirigida: A partir de los 11 años
Codificación: El instrumento se divide en dos escalas, una referida a la comunicación con la madre y otra referida a la comunicación con el padre. Ambas se componen de 20 ítems. 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 posteriores investigaciones realizadas por nuestro equipo, la escala ha presentado una estructura factorial de tres dimensiones (para el padre y la madre separadamente): Comunicación abierta: (ítems 1 2 3 6 7 8 9 13 14 16 17) Comunicación ofensiva: (ítems 5 12 18 19) Comunicación evitativa: (ítems 4 10 11 15 20)
Fiabilidad: En estudios previos con muestras de adolescentes españoles se han obtenido índices aceptables de fiabilidad de la escala que oscilan entre .64 y .91 (Jiménez, Murgui y Musitu, 2007; Jiménez, Musitu y Murgui, 2005; Jiménez, Musitu, Ramos y Murgui, 2009). En nuestra última investigación, los valores del alpha de Cronbach obtenido para las distintas subescalas fue de .87 para padre y de .86 para madre.	Validez: La comunicación abierta entre padres y adolescentes presenta correlaciones positivas con distintas dimensiones de la autoestima (Cava, Murgui y Musitu, 2008; Estévez, Murgui, Musitu y Moreno, 2007; Jackson, Bijstra y Bosma, 1998; Jiménez, Lehalle, Murgui y Musitu, 2007) y el apoyo familiar y del amigo (Jiménez, Murgui y Musitu, 2007), y correlaciones negativas con estrés percibido, sintomatología depresiva en el hijo (Estévez, Musitu y Herrero, 2005; Jiménez et al., 2007b) y consumo de sustancias (Cava et al., 2008; Jiménez, Musitu y Murgui, 2006). Bajas puntuaciones en comunicación abierta y elevadas puntuaciones en comunicación ofensiva y evitativa se han asociado con elevados niveles de estrés, rechazo a la autoridad (Cava et al., 2008; Musitu, Estévez y Emler, 2007) y con la expresión de comportamientos violentos (Jiménez, Estévez, Musitu y Murgui, 2007; Estévez et al., 2005; Jiménez, Musitu y Murgui, 2005; Jiménez et al., 2007a; Lambert y Cashwell, 2004). La comunicación abierta con los padres también se ha relacionado con un mejor ajuste psicológico en víctimas de acoso escolar (Cava, 2011).

Referencias

Barnes, H. L. y Olson, D. H. (1982). Parent-adolescent communication scale. En H. D. Olson (Ed.), Family inventories: Inventories used in a national survey of families across the family life cycle (pp. 33-48). St. Paul: Family Social Science, University of Minnesota.

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

Cava, M. J. (2011). Familia, profesorado e iguales: claves para el apoyo a las víctimas de acoso escolar. Psychosocial Intervention, 20 (2), 183-192.

Cava, M. J., Murgui, S. y Musitu, G. (2008). Diferencias en factores de protección del consumo de sustancias en la adolescencia temprana y media. Psicothema, 20(3), 389-395.

Estévez, E., Murgui, S., Moreno, D. y Musitu, G. (2007). Estilos de comunicación familiar, actitud hacia la autoridad institucional y conducta violenta del adolescente en la escuela. Psicothema, 19, 108-113.

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., Estévez, E., Musitu, G. y Murgui, S. (2007). Comunicación familiar y comportamientos delictivos en la adolescencia: el doble rol mediador de la autoestima. Revista Latinoamericana de Psicología, 39 (1), 473-485.

Jiménez, T. I., Lehalle, H., Murgui, S., y Musitu, G. (2007). Le rôle de la communication familiale et de l’estime de soi dans la délinquance adolescente. Revue Internationale de Psychologie Sociale, 20 (2), 5-26.

Jiménez, T. I., Murgui, S. y Musitu, G. (2007). Comunicación familiar y ánimo depresivo: el papel mediador de los recursos psicosociales del adolescente. Revista Mexicana de Psicología, 24 (2), 259-271.

Jiménez, T. I., Musitu, G. y Murgui, S. (2005). Familia, apoyo social y conducta delictiva en la adolescencia: efectos directos y mediadores. Anuario de Psicología, 36(2), 181-195.

Jiménez, T. I., Musitu, G. y Murgui, S. (2006). Funcionamiento y comunicación familiar y consumo de sustancias en la adolescencia: el rol mediador del apoyo social. Revista de Psicología Social, 21(1), 21-34.

Jiménez, T. I., Musitu, G., Ramos, M. J., y Murgui, S. (2009). Community involvement and victimization at school: an analysis through family, personal and social adjustment. The Journal of Community Psychology, 37 (8), 959-974.

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

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

Conflict Tactics Scales (CTS2) – Versión Hijos a Padres

Nombre: Conflict Tactics Scales (CTS2) – versión hijos a padres
Autor: Straus y Douglas, 2004 Adaptación: Gámez-Guadix, Straus, Carrobles, Muñoz-Rivas y Almendros (2010). Adaptación por el Grupo Lisis (en prensa)	No. de ítems: 20
Tiempo aprox. de aplicación: 7-10 minutos	Población a la que va dirigida: A partir de los 11 años
Codificación En su adaptación española original, la escala está compuesta por 6 ítems que se responden respecto a la madre y otra respecto al padre. Los ítems incluyen tanto agresiones verbales como físicas. La escala de respuesta utilizada fue de siete puntos desde 0 (Nunca) hasta 6 (más de 20 veces). La escala ofrece un índice global de violencia filio-parental y puntuaciones en dos factores: violencia física (ítems 4-6) y violencia verbal (ítems 1-3). En la adaptación del Grupo Lisis presenta tres modificaciones. En primer lugar, se añaden 2 nuevos ítems referidos a la violencia económica (ítems 8 y 9). En segundo lugar, las respuestas a estos ítems no se limitan a un periodo concreto de la vida. En tercer y último lugar, la escala presenta 5 opciones de respuesta (de nunca hasta muchas veces) sin hacer referencia a un número particular de agresiones. Violencia física: (ítems 3 4 5 6) Violencia verbal: (ítems 1 2 10) Violencia económica: (ítems 8 9)
Fiabilidad: La fiabilidad (alpha de Cronbach) de la escala total es de .67. La fiabilidad de la subescala de violencia hacia la madre es de .67 y la de los factores es la siguiente: .75 (violencia física), .69 (violencia verbal) y .55 (violencia económica). La fiabilidad de la subescala de violencia hacia el padre es de .67 y la de los factores es la siguiente: .85 (violencia física), .66 (violencia verbal) y .67 (violencia económica).	Validez: La violencia física contra la madre y contra el padre se relacionan con la violencia relacional, la violencia física y la violencia verbal del adolescente en la escuela, así como con la comunicación ofensiva del padre y de la madre, y negativamente con la comunicación abierta con el padre y con la madre.

Referencias

Gámez-Guadix, M., Straus, M.A. Carrobles, J.A. Muñoz-Rivas, M. y Almendros, C. (2010). Corporal punishment and long-term behavior problems: the moderating role of positive parenting and psychological aggression. Psicothema, 22(4), 529-536.

Lee, S. J., Lansford, J. E., Pettit, G. S., Bates, J. E., y Dodge, K. A. (2012). Parental agreement of reporting parent to child aggression using the Conflict Tactics Scales. Child abuse & neglect, 36(3), 510-518.

Straus, M.A. y Douglas, E.M. (2004). A short form of the Revised Conflict Tactics Scales, and typologies for severity and mutuality. Violence and Victims, 19, 507-520. Straus, M.A., Hamby, S.L., Boney-McCoy, S. y Sugarman, D.B. (1996). The Revised Conflict Tactics Scales (CTS2). Journal of Family Issues, 17, 283-316.

Socialización Parental (ESPA-29)

Nombre: Escala de Socialización Parental (ESPA 29)
Autor: Musitu y García (2001)	No. de ítems: 212 (106 ítems paralelos para cada figura paterna; madre y padre)
Tiempo aprox. de aplicación: 15-25 minutos	Población a la que va dirigida: A partir de los 11 años
Codificación Este instrumento está compuesto por 232 ítems que permiten evaluar los estilos de socialización familiar. Los adolescentes valoran la actuación de sus padres en 29 situaciones representativas de la vida cotidiana familiar en la cultura occidental: 16 hacen referencia a las conductas de los hijos que se ajustan a las normas familiares (p.ej., “Si respeto los horarios establecidos en mi casa”) y 13 referidas a cuando sus conductas son contrarias a dichas normas (p.ej., “Si voy sucio y desastrado”). Para cada una de estas situaciones, los adolescentes valoran, con una escala de respuesta de 1 (“Nunca”) a 4 (“Siempre”), cómo actúan sus padres en términos de afecto (“Me muestra cariño”) e indiferencia (“Se muestra indiferente”) ante los comportamientos ajustados; y en términos de diálogo (“Habla conmigo”), displicencia (“Le da igual”), coerción verbal (“Me riñe”), coerción física (“Me pega”) y privación (“Me priva de algo”) ante los comportamientos no adecuados a la norma. Con estas valoraciones se obtiene una medida global en las dimensiones del modelo de socialización: Aceptación/Implicación y Severidad/Imposición. A partir de estas puntuaciones se tipifica el estilo de socialización parental como autorizativo, indulgente, autoritario y negligente. El estilo de socialización de los padres se determina a partir de los terciles (centil 33,33 y 66,66) de las dimensiones Aceptación/Implicación y Coerción/Imposición. Si los dos padres pertenecen al tercer tercil en las dos dimensiones se define su estilo como autorizativo, y si pertenecen ambos al primero, como negligente; cuando están los dos en el primero de Aceptación/Implicación y en el tercero de Coerción/Imposición, como autoritario; y si están en el tercero de Aceptación/Implicación y en el primero de Coerción/Imposición, como indulgente. Puntuaciones directas: Hay que calcular las puntuaciones directas de las dos dimensiones, Aceptación/Implicación y Coerción/Imposición, y de las 7 subescalas que las componen. Hay que repetir los mismos pasos para las respuestas del padre y las de la madre. Aceptación/Implicación Afecto: (1º) se suman las puntuaciones de las celdillas «Me muestra cariño». Pd Afecto = (∑1º)/13. Indiferencia: (2º) se suman las puntuaciones de las celdillas «Se muestra indiferente». Pd Indiferencia = (∑2º)/13. Diálogo: (3º) se suman las puntuaciones de las celdillas «Habla conmigo». Pd Diálogo = (∑3º)/16. Displicencia: (4º) se suman las puntuaciones de las celdillas «Le da igual». Pd Displicencia = (∑4º)/16. La puntuación directa de la dimensión de Aceptación/Implicación se obtiene a partir de las cuatro subescalas (en la fórmula se tiene en cuenta que la Indiferencia y Displicencia correlacionan negativamente con la Aceptación/Implicación). PdAceptación/Implicación = (Pdafecto + (5-PdIndiferencia) + PdDiálogo + (5-PdDisplicencia))/4 = (10 + PdAfecto – PdIndiferencia + PdDiálogo – PdDisplicencia)/4 Todas las puntuaciones directas (Pd Afecto, Pd Indiferencia, Pd Diálogo, Pd Displicencia y Pd Aceptación/Implicación) tienen un valor cuyo rango está comprendido entre 1 y 4. Coerción/Imposición Privación: (5º) se suman las puntuaciones de las celdillas «Me priva de algo». Pd Privación = (∑5º)/16. Coerción verbal: (6º) se suman las puntuaciones de las celdillas «Me riñe». Pd Coerción verbal = (∑6º)/16. Coerción física: (7º) se suman las puntuaciones de las celdillas «Me pega». Pd Coerción física = (∑7º)/16. La puntuación directa de la dimensión de Coerción/Imposición se obtiene a partir de las tres subescalas. PdCoerción/Imposición = (PdPrivación + PdCoerción verbal + PdCoerción física)/3 Todas las puntuaciones directas (Pd Privación, Pd Coerción verbal, Pd Coerción física y Pd Coerción/Imposición) tienen un valor cuyo rango está entre 1 y 4. Puntuaciones centiles: (consultar ficha técnica del instrumento publicada por la editorial TEA). Estilos de socialización parental: Figura 1. Representación en el plano de socialización de los estilos educativos de los dos padres.
Fiabilidad: En el estudio de normalización (Musitu y García, 2001) la consistencia interna del conjunto global de la escala fue de 0,97 según alfa de Cronbach. Madre: afecto 0,94; indiferencia 0,92; diálogo 0,93; displicencia 0,84; coerción verbal 0,90; coerción física 0,90 y privación 0,91. Padre: afecto 0,94; indiferencia 0,92; diálogo 0,93; displicencia 0,82; coerción verbal 0,90; coerción física 0,91 y privación 0,92.	Validez: La estructura factorial de la escala se ha confirmado en varios estudios transculturales (Martínez, García, Musitu y Yubero, 2012). Correlaciona con medidas de depresión, internalización de las normas sociales, socialización de niños con problemas (Musitu y García, 2001; García y Gracia, 2010).

Referencias

García, F. y Gracia, E. (2010). ¿Qué estilo de socialización parental es el idóneo en España? Un estudio con niños y adolescentes de 10 a 14 años. Infancia y Aprendizaje, 33, 365-384.

Gracia, E., Fuentes, M.C. y García, F. (2010). Barrios de riesgo, estilos de socialización parental y problemas de conducta en adolescentes. Intervención Psicosocial, 19, 265-278.

Musitu, G. y García, F. (2001). Estilos de socialización en la adolescencia. Madrid: TEA.

Martínez, I., García, F., Musitu, G. y Yubero, S. (2012). Family socialization practices: Factor confirmation of the Portuguese version of a scale for their measurement. Revista de Psicodidáctica, 17.

Martínez, I., García, J. F., y Yubero, S. (2007). Parenting styles and adolescents’ self-esteem in Brazil. Psychological Reports, 100, 731-745.

Martínez, I., Musitu, G., García, J. F., y Camino, L. (2003). A cross-cultural analysis of the effects of family socialization on self-concept: Spain and Brazil. Psicologia, Educação e Cultura, 7, 239-259.

Rodrigues, Y., Veiga, F., Fuentes, M. C., & García, F. (2013). Parenting and Adolescents’ Self-esteem: The Portuguese Context. Revista de Psicodidáctica, 18(2), 395-416.

Instrumentos 2000-2003 (M.E.F.A.D.) = 10 instrumentos

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RELACIONES DE PAREJA

Ciber-violencia en Parejas Adolescentes (Cib-VPA)

Nombre: Ciberviolencia de pareja -Cib-VPA- Ciber-violencia en parejas adolescentes -Cib-VPA (Ciber-teen dating violence)
Autor: Muñiz-Rivas, 2017 Adaptación: Cava, M.J. & Buelga, S. (2018)	No. de ítems: 10+10
Tiempo aprox. de aplicación: 8-10 minutos	Población a la que va dirigida: Adolescentes entre 11 y 17 años
La escala consta de dos subescalas diferentes de 10 ítems cada una. Una primera subescala, denominada Ciberacoso perpetrado (Cib-P), que evalúa conductas agresivas y de control perpetradas contra la pareja a través de las redes sociales, compuesta por dos factores: ciberagresión (C-a) y cibercontrol (C-c). La segunda subescala, denominada Cibervictimización (Cib-V), describe estas mismas conductas agresivas y de control (C-a y C-c), pero evalúa en qué medida los adolescentes han sufrido dichas conductas en su relación de pareja. C-c: ítems 1, 2, 3, 4, 5 C-a: ítems 1, 2, 3, 4, 5 Puntuaciones altas en C-a y C-c en ambas escalas indican un alto grado de Cib-P y Cib-V, esto es, alta Cib-VPA, lo que implica tanto situaciones de violencia perpetrada como de violencia sufrida a través de las redes sociales en parejas adolescentes.
Fiabilidad: En el estudio original de Muñiz (2017), los ítems de la subescala Cib-P mostraron una adecuada consistencia interna (alfa de Cronbach de .80 y .86 para C-a y C-c respectivamente). La validación posterior con ambas escalas también reveló buenas propiedades psicométricas con muestra de adolescentes españoles (Cava & Buelga, 2018). En Cib-P se obtuvieron valores alfa de .94 y .97 para C-a y C-c respectivamente, y en Cib-V de .92 y .97 en C-a y C-c respectivamente.	Validez: En el estudio original de Muñiz (2017) los resultados apoyaron la validez convergente y de constructo del Cib-VPA. Las puntuaciones en Cib-P y Cib-V correlacionaron significativamente y en las direcciones esperadas con otros constructos con los que teóricamente se encuentran relacionados, como variables de ajuste psicosocial familiares y escolares: correlacionaron positivamente con el conflicto familiar (tamaños del efecto de mediano a grande) y negativamente con un clima familiar y escolar favorable (tamaños del efecto de medianos a grandes), como la cohesión y la expresividad familiar y la implicación, afiliación y percepción de ayuda del profesor en el ámbito escolar. En el estudio de validación (Cava & Buelga, 2018) se analizaron las correlaciones entre C-a y C-c y la violencia en parejas adolescentes, ya sea física, psicológica o relacional, perpetrada y sufrida fuera de redes sociales. Los resultados mostraron correlaciones positivas significativas entre la violencia de pareja fuera de redes sociales y la Cib-P y Cib-V, ya sea mediante C-c o C-a (tamaños del efecto de medianos a grandes). En estudios posteriores (Cava, Buelga, Carrascosa, y Ortega-Barón, 2020) se destaca, entre otras, una alta correlación entre la violencia física ejercida contra la pareja fuera de las redes y la C-a, entre la violencia física sufrida fuera de las redes y la C-a, entre la violencia psicológica ejercida contra la pareja fuera de las redes y el C-c, y entre la violencia de pareja psicológica sufrida por los adolescentes fuera de las redes sociales y el C-c.

Referencias

Cava, M.J. y Buelga, S. (2018). Propiedades psicométricas de la Escala de Ciber-violencia en parejas adolescentes -Cib-VPA. Suma Psicológica, 25(1), 51-61. doi:10.14349/sumapsi.2018.v25.n1.6

Cava, M.J., Buelga, S. y Carrascosa, L. (2022). Cibercontrol y ciberagresión hacia la pareja en alumnado adolescente: Prevalencia y relaciones con el ciberbullying. Revista de Educación.

Cava, M.J., Buelga, S., Carrascosa, L., & Ortega-Barón, J. (2020). Relations among romantic myths, offline dating violence victimization and cyber dating violence victimization in adolescents. International Journal of Environmental Research and Public Health, 17(5), 1551. doi:10.3390/ijerph17051551

Cava, M.J., Martínez-Ferrer, B., Buelga, S., & Carrascosa, L. (2020). Sexist attitudes, romantic myths, and offline dating violence as predictors of cyber dating violence perpetration in adolescents. Computers in Human Behavior, 111. https://doi.org/10.1016/j.chb.2020.106449

Muñiz, M. (2017). Online teen dating violence, family and school climate from a gender perspective. Infancia y Aprendizaje, 40(3), 572-598. doi: 10.1080/02103702.2017.1341101

Muñiz-Rivas, M., Callejas-Jerónimo, J.E., & Povedano-Díaz, A. (2020). La Dependencia a las Redes Sociales Virtuales y el Clima Escolar en la Violencia de Pareja en la Adolescencia. International Journal of Sociology of Education, 9(2), 213-233. doi: 10.17583/rise.2020.5203

Roles Sexuales de Bem (IRSB)

Nombre: Inventario de Roles Sexuales de Bem (IRSB) (Bem Sex Role Inventory)
Autor: Bem (1974) Adaptación: Mateo y Fernández (1991)	No. de ítems: 12
Tiempo aprox. de aplicación: 8-10 minutos	Población a la que va dirigida: Adolescentes y jóvenes entre 11 y 18 años.
Codificación En el estudio original de Bem (1974) el inventario consiste en 60 adjetivos: 20 son estereotípicamente masculinos, 20 son femeninos y otros 20 no tienen tipificación de género. Se clasifica la muestra en tres categorías: masculina (M), femenina (F) y androginia (A). La adaptación de Mateo y Fernández (1991) con muestra española consta de 12 ítems que evalúan la adhesión de una persona a las características estereotipadas de feminidad con expresividad (FE) y masculinidad con instrumentalidad (MI). FE: ítems 1, 2, 6, 7, 8, 11 MI: ítems 3, 4, 5, 9, 10, 12 Puntuaciones altas en FE o MI establece la asignación de los sujetos a uno u otro género a través de las características autodescriptivas.
Fiabilidad: En el estudio original de Bem (1974) los ítems del IRSB mostraron una adecuada consistencia interna (alfa de Cronbach de .90 para el factor M y F, y .93 para el factor A). La validación española también reveló buenas propiedades psicométricas con muestra de adolescentes españoles (Mateo y Fernández, 1991), con valores alfa de .87 y .76 para MI y FE respectivamente. En estudios posteriores (García-Vega, García, & Fernández, 2005) se ha obtenido un alfa de Cronbach de .96 para IRSB.	Validez: En las investigaciones desarrolladas por Mateo y Fernández (1991), Páez y Vergara (1992) y García-Vega et al. (2005) se han llevado a cabo las adaptaciones tanto para el contexto español como para la investigación transcultural. Los principales atributos de estados afectivos se operacionalizan en tendencias de acción y conductas expresivas abiertas e instrumentales, constatando que las culturas expresivas refuerzan un patrón de mayor sensibilidad ante causas de emociones positivas, como la alegría, aunque también negativas como el enfado y la tristeza. Por su parte, los sujetos de alta expresividad, controlando su pertenencia a culturas de mayor o menor masculinidad, manifiestan un mayor acuerdo con emociones asociadas a una mayor sensibilidad ante las relaciones sociales. Estos resultados apoyan la validez convergente y de constructo del IRSB. En cuanto a la validez concurrente, al analizar en qué medida los ítems del BSRI eran considerados como estereotípicamente masculinos o femeninos, los resultados obtenidos para los ítems de la escala de masculinidad muestran que, al diferenciar a las personas de la muestra por sexo, tan sólo se observaron diferencias estadísticamente significativas para un ítem.

Referencias

Bem, S.L. (1974). The measurement of psychological androgyny. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 42, 155-162.

Bosques, L.E., Álvarez, G.L., & Escoto, M.C. (2015). Revisión de las propiedades psicométricas del inventario de roles sexuales de Bem. Enseñanza e Investigación en Psicología, 20(2), 119-129.

García-Vega, E., García, P. F., & Fernández, R. A. R. (2005). Género y sexo como variables moduladoras del comportamiento sexual en jóvenes universitarios. Psicothema, 17(1), 49-56.

Mateo, M., & Fernández, J. (1991). La dimensionalidad de los conceptos de masculinidad y feminidad. Investigaciones Psicológicas, 9, 95-116.

Páez, D. & Vergara, A. (1992). Conocimiento social de las emociones: evaluación de la relevancia teórica y empírica de los conceptos prototípicos de cólera, alegría, miedo y tristeza. Cognitiva, 4, 29-48.

Sexismo Ambivalente para Adolescentes (ISA-A)

Nombre: Inventario de Sexismo Ambivalente para Adolescentes (ISA-A) (Ambivalent Sexism Inventory)
Autor: Glick y Fiske (1996) Adaptación: Lemus, Castillo, Moya, Padilla y Ryan (2008)	No. de ítems: 20
Tiempo aprox. de aplicación: 10-12 minutos	Población a la que va dirigida: Entre 11 y 18 años.
Codificación La escala original cuenta con 20 ítems que miden Sexismo Ambivalente (SA) en dos factores: Sexismo Hostil (10 ítems que miden básicamente el viejo sexismo o clásico) y Sexismo Benevolente (10 ítems que miden el conjunto de actitudes sexistas hacia las mujeres en cuanto las considera de forma estereotipada y limitada a ciertos roles). Cada factor cuenta con 3 dimensiones: Sexismo Hostil Paternalismo: (ítems: 1 2 3 4) Sexismo Hostil Diferenciación de género: (ítems: 5 6 7) Sexismo Hostil Sexualidad: (ítems: 8 9 10) Sexismo Benévolo Paternalismo: (ítems: 11 12 13 14) Sexismo Benévolo Diferenciación de género: (ítems: 15 16 17) Sexismo Benévolo Sexualidad: (ítems: 18 19 20)
Fiabilidad: La consistencia interna de la escala general adaptada a muestra española y adolescente es de .85. El coeficiente alfa de Cronbach varía entre .84 y .85 en la subescala Sexismo Hostil y entre .77 y .80 en la subescala Sexismo Benévolo (Garaigordobil y Aliri, 2011; Lemus et al., 2008).	Validez: Se ha constatado una adecuada validez convergente entre las escalas de ISA-A y la Ideología de Género, en chicos y chicas, en la medida en que el sexismo ambivalente se ha relacionado de manera positiva y significativa con la ideología sexista tradicional de los adolescentes (Lemus et al., 2008). También se ha observado una adecuada validez discriminante. Así, en chicos, se han encontrado relaciones significativas entre la escala general y de sexismo hostil, la dimensión de masculinidad de la escala BSRI, y los estereotipos negativos sobre las mujeres. Para las chicas, las puntuaciones en sexismo benévolo muestran una correlación significativa con la dimensión de feminidad de la escala BSRI y con los estereotipos positivos hacia las mujeres (Lemus et al., 2008).

Referencias

Garaigordobil, M. y Aliri, J. (2012). Parental Socialization Styles, Parents’ Educational Level, and Sexist Attitudes in Adolescence. The Spanish Journal of Psychology, 15(2), 592-603.

Garaigordobil, M. y Jone, A. (2011). Conexión intergeneracional del sexismo: influencia de variables familiares. Psicothema, 23(3), 382-387.

Glick, P. y Fiske, S. (1996). The Ambivalent Sexism Inventory: Differentiating hostile and benevolent sexism. Journal of Personality and Social Psychology, 70, 491-512.

Lemus, S., Castillo, M., Moya, M., Padilla, J.L. y Ryan, E. (2008). Elaboración y validación del Inventario de Sexismo Ambivalente para Adolescentes. International Journal of Clinical and Health Psychology, 8, 537-562.

Lemus, S., Moya, M. y Glick, P. (2010). When contact correlates with prejudice: Adolescents’ romantic relationship experience predicts greater benevolent sexism in boys and hostile sexism in girls. Sex Roles, 63(3-4), 214-225.

Montañés, P., de Lemus, S., Bohner, G., Megías, J. L., Moya, M. y Garcia-Retamero, R. (2012). Intergenerational transmission of benevolent sexism from mothers to daughters and its relation to daughters’ academic performance and goals. Sex Roles, 66(7-8), 468-478.

Romero, J. R., Expósito, F. y Bonache, H. (2010). Adolescent witnesses in cases of teen dating violence: an analysis of peer responses. The European Journal of Psychology Applied to Legal Context, 2(1), 37.

Violencia de Pareja en las Redes Sociales en Adolescentes (e-VPA)

Nombre: Escala de Violencia de Pareja en las Redes Sociales en Adolescentes (e-VPA)
Autor: Grupo Lisis (2013)	No. de ítems: 20
Tiempo aprox. de aplicación: 10 minutos	Población a la que va dirigida: A partir de los 12 o 13 años
Codificación La escala cuenta con 20 ítems que evalúan los comportamientos violentos contra la pareja y experiencias de victimización a través de las redes sociales. Se utilizan 2 subescalas de 10 ítems cada una: e-victimización y e-violencia. El factor violencia recibida (e-victimización) está constituido por dos factores: e-Victimización: (ítems 7 8 9 10) Control recibido (Control-R): (ítems 1 2 3 4 5 6) El factor violencia emitida (e-violencia) está constituido por dos factores: e-Violencia: (ítems 7 8 9 10) Control emitido (Control-E): (ítems 1 2 3 4 5 6)
Fiabilidad: La consistencia interna (alpha de Cronbach) de las subescalas es de: .78 para e-victimización y .84 para e-violencia. La fiabilidad de los factores que componen la subescala de e-victimización es de .79 y .72, respectivamente. La fiabilidad de los factores que componen la subescala de e-violencia es: .86 y .80 respectivamente.

Referencias

En proceso de contrastación y diseminación.

Violencia en las Relaciones de Parejas Adolescentes (CADRI)

Nombre: Escala de Violencia en las Relaciones de Parejas Adolescentes CADRI (Conflict in Adolescent Dating Relationships Inventory)
Autor: Wolfe, Scott, Reitzel-Jaffe, Wekerle, Grasley & Pittman (2001) Adaptación: Fernández-Fuertes, Fuertes y Pulido (2006)	No. de ítems: 34
Tiempo aprox. de aplicación: 10-12 minutos	Población a la que va dirigida: Adolescentes entre 11 y 17 años.
Codificación La escala consta de dos subescalas diferentes de 17 ítems cada una. Una primera subescala evalúa los comportamientos violentos perpetrados contra la pareja, compuesta por tres factores: violencia relacional (VR), violencia verbal-emocional (VVE) y violencia física (VF). La segunda subescala describe estas mismas conductas pero evalúa en qué medida los adolescentes las han sufrido en su relación de pareja: victimización relacional (VicR), victimización verbal-emocional (VicVE) y victimización física (VicF). VR: ítems 1 8 17 VVE: ítems 2 3 5 6 7 9 10 11 13 15 VF: ítems 4 12 14 16 VicR: ítems 1 8 17 VicVE: ítems 2 3 5 6 7 9 10 11 13 15 VicF: ítems 4 12 14 16 Puntuaciones altas en los factores de ambas escalas indican un alto grado de violencia y victimización en las relaciones de parejas adolescentes.
Fiabilidad: En el estudio original de Wolfe et al. (2001) la consistencia interna de la escala fue de .83. En estudios realizados con adolescentes españoles se han observado adecuadas propiedades psicométricas de esta escala (Fernández-Fuertes, Fuertes & Pulido, 2006; Fernández-Fuertes & Fuertes, 2010). El alpha de Cronbach para la subescala de comportamientos violentos hacia la pareja es de .87 y para los factores VR, VVE y VF se han obtenido los valores .64, .83 y .79 respectivamente. El alfa de la subescala de victimización es de .89 y los coeficientes obtenidos para los tres factores VicR, VicVE y VicF son .66, .85 y .80 respectivamente.	Validez: En los estudios realizados con muestra española de Fernández-Fuertes et al. (2006; 2010) se encontraron correlaciones positivas y significativas entre las dimensiones de las subescalas de violencia y de victimización. También se obtuvieron correlaciones significativas y positivas entre las dimensiones de ambas subescalas y la percepción de problemas de comunicación con el padre y con la madre, y negativas con la valoración positiva de la comunicación con el padre y con la madre. Con relación a la validez discriminante, se observó que los adolescentes con mayor implicación en actos de violencia contra la pareja (VR, VVE y VF) obtuvieron elevadas puntuaciones en sexismo hostil (en las dimensiones de paternalismo, diferenciación de género y sexualidad) (Archer, Fernández-Fuertes, & Thanzami, 2010). Además, los adolescentes con elevadas puntuaciones en VR y VVE obtuvieron puntuaciones elevadas en sexismo benévolo paternalista. Con respecto a la subescala de victimización, los adolescentes con elevadas puntuaciones en VicF, VicVE y VicR obtuvieron altas puntuaciones en sexismo hostil (en las dimensiones de paternalismo, diferenciación de género y sexualidad).

Referencias

Archer, J., Fernández-Fuertes, A.A., & Thanzami, V.L. (2010). Does cost-benefit analysis or self-control predict involvement in two forms of aggression? Aggressive Behavior, 36(5), 292-304. doi: 10.1002/ab.20358

Fernández-Fuertes, A.A., Fuertes, A. & Pulido, R.F. (2006). Evaluación de la violencia en las relaciones de pareja adolescentes. Validación del Conflict in Adolescent Dating Relationships Inventory (CADRI) – versión española. International Journal of Clinical and Health Psychology, 6(2), 339-358.

Fernández-Fuertes, A.A. & Fuertes, A. (2010). Physical and psychological aggression in dating relationships of Spanish adolescents: Motives and consequences. Child Abuse & Neglect, 34, 183-191. doi: 10.1016/j.chiabu.2010.01.002

Wolfe, D.A., Scott, K., Reitzel-Jaffe, D., Wekerle, C., Grasley, C. & Pittman, A.L. (2001). Development and validation of the conflict in adolescent dating relationships inventory. Psychological Assessment, 13, 277-293.

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COMUNIDAD

Actitudes hacia la Autoridad Institucional (AAI-A)

Nombre: Escala de Actitudes hacia la Autoridad Institucional en adolescentes (AAI-A)
Autor: Cava, Estévez, Buelga y Musitu (2013) Adaptación: Este instrumento ha sido elaborado a partir de la escala previa de Actitudes hacia la Autoridad de Reicher y Emler (1995) y de las escalas de Percepción de Justicia en el Contexto Escolar, Evaluación de la Experiencia Escolar y Evaluación de la Autoridad de Gouveia-Pereira, Vala, Palmonari y Rubini (2003).	No. de ítems: 9
Tiempo aprox de aplicación: 5-8 minutos	Población a la que va dirigida: A partir de los 11 años.
Codificación Los ítems de esta escala recogen información sobre la actitud hacia determinadas figuras e instituciones de autoridad formal, como son la escuela y el profesorado, la policía y las leyes y normas socialmente establecidas. El análisis factorial de la escala (Cava, Estévez, Buelga y Musitu, 2013) mostró la existencia de dos factores, que explican en conjunto el 39.06% de la varianza total (28.13% el primero y 10.93% el segundo). Estos dos factores son: Actitud positiva hacia la autoridad institucional: (ítems 1 2 4 5 6) Actitud positiva hacia la transgresión de normas sociales: (ítems 3 7 8 9)
Fiabilidad: En estudios realizados con adolescentes españoles, con versiones previas de esta escala, se observaron adecuadas propiedades psicométricas (Cava, Murgui y Musitu, 2008; Estévez, Murgui, Moreno y Musitu, 2007; Estévez, Jiménez y Moreno, 2011; Moreno, Estévez, Murgui y Musitu, 2009; Musitu, Estévez y Emler, 2007). En el estudio de validación de esta escala realizado por Cava et al., (2013) la fiabilidad (alpha de Cronbach) de ambos factores fue satisfactoria, mostrando un valor de .75 el primer factor y de .74 el segundo.	Validez: La dimensión de actitud positiva hacia la autoridad institucional muestra correlaciones positivas con medidas de integración escolar, rendimiento académico y autoestima, y relaciones negativas con medidas de sintomatología depresiva y conductas violentas en población adolescente (Cava, Musitu y Murgui, 2006; Moreno et al., 2009). La actitud positiva hacia la transgresión de normas sociales correlaciona positivamente con la implicación en conductas delictivas y violentas (Cava et al., en prensa; Emler y Reicher, 1995, 2005; Estévez et al., 2011; Estévez, Musitu y Herrero, 2005; Musitu et al., 2007) y con el consumo de sustancias en la adolescencia (Cava et al., 2008), y negativamente con la percepción de ayuda del profesor (Cava et al, 2013).

Referencias

-Cava, M. J., Estévez, E., Buelga, S. y Musitu, G. (2013). Propiedades psicométricas de la Escala de Actitudes hacia la Autoridad Institucional en adolescentes (AAI-A). Anales de Psicología, 29(2), 540-548.

-Cava, M. J., Murgui, S. y Musitu, G. (2008). Diferencias en factores de protección del consumo de sustancias en la adolescencia temprana y media. Psicothema, 20(3), 389-395.

-Cava, M. J., Musitu, G. y Murgui, S. (2006). Familia y violencia escolar: el rol mediador de la autoestima y la actitud hacia la autoridad institucional. Psicothema, 18(3), 367-373.

-Emler, N. y Reicher, S. (1995). Adolescence and delinquency. Oxford: Blackwell.

-Emler, N. y Reicher, S. (2005). Delinquency: cause or consequence of social exclusion? En D. Abrams, J. Marques y M. Hogg (Eds). The social psychology of inclusion and exclusion (pp. 211-241). Philadelphia: Psychology Press.

-Estévez, E., Jiménez, T. y Moreno, D. (2011). Cuando las víctimas de violencia escolar se convierten en agresores: «¿Quién va a defenderme?». European Journal of Education and Psychology, 3, 177-186.

-Estévez, E., Murgui, S., Moreno, D. y Musitu, G. (2007). Estilos de comunicación familiar, actitud hacia la autoridad institucional y conducta violenta del adolescente en la escuela. Psicothema, 19, 108-113.

-Estévez, E., Musitu, G. y Herrero, J. (2005). The influence of violent behavior and victimization at school on psychological distress: the role of parents and teachers. Adolescence, 40, 183-195.

-Gouveia-Pereira, M., Vala, J., Palmonari, A. y Rubini, M. (2003). School experience, relational justice and legitimation of institutional. European Journal of Psychology of Education, 18 (3), 309-325.

-Martínez, B., Murgui, S., Musitu, G. y Monreal, M.C. (2009). El rol del apoyo parental, las actitudes hacia la escuela y la autoestima en la violencia escolar en adolescente. International Journal of Clinical and Health Psychology, 8, 679-692

-Moreno, D., Estévez, E., Murgui, S. y Musitu, G. (2009). Relación entre el clima familiar y el clima escolar: El rol de la empatía, la actitud hacia la autoridad y la conducta violenta en la adolescencia. International Journal of Psychology and Psychological Therapy, 9 (1), 123-136.

-Musitu, G., Estévez, E. y Emler, N. (2007). Adjustment problems in the family and school contexts, attitude towards authority and violent behaviour at school in adolescence. Adolescence, 42, 779-794.

-Reicher, S. y Emler, N. (1985). Delinquent behavior and attitudes to formal authority. British Journal of Social Psychology, 3, 161-168.

-Rubini, M. y Palmonari, A. (1995). Orientamenti verso la autorita formali e partecipazione poltica degli adolescenti. Giornale Italiano di Psicologia, 10(3), 757-775.

Apoyo Social Comunitario (PCSQ)****

Centralidad Social (Mapas Sociales Cognitivos)

Nombre: Técnica de los Mapas Sociales Cognitivos (Centralidad Social)
Autor: Cairns y Cairns, 1994; Cairns, Xie y Leung (1998) Adaptación: GREI (2009)	No. de ítems:
Tiempo aprox de aplicación:	Población a la que va dirigida:
Codificación Análisis de los resultados por programa informático SCM 4.0 (Leung, 1996). Este método de análisis proporciona información sobre alumnos aislados, número de grupos en el aula, composición y tamaño de los grupos, centralidad del grupo en el aula y centralidad del alumno en el grupo y en el aula.
Fiabilidad: La fiabilidad test-retest es de.74 y .84 (Cairns, Leung, Buchanan y Cairns, 1995).	Validez: La validez se estableció a través de observación (Farmer et al., 2002), los datos de la encuesta muestran que los estudiantes interactúan más frecuentemente con los miembros de su propio grupo (Cairns, Perrin y Cairns, 1985), se observan relaciones entre la amistad y la pertenencia al mismo grupo de iguales (Cairns et al., 1995), alto consenso (hasta 96% en algunas aulas) entre los estudiantes en sus informes de pertenencia a un grupo (Cairns et al., 1985), homogeneidad o similitud en el comportamiento y las características demográficas de los miembros del mismo grupo de pares (Cairns y Cairns, 1994; Cairns, Cairns, Neckerman, Gest y Gariépy, 1988;) y correspondencia entre la centralidad de la red social y las características de comportamiento (Cairns y Cairns, 1994).

Referencias

Cairns, R.B. y Cairns, B.D. (1994). Lifelines and Risks: Pathways of Youth in Our Time. London: Harvester Wheatsheaf.

Cairns, R.B., Cairns, B.D., Neckerman, H.J., Gest, S. y Gariépy, J.L. (1988). Social networks and aggressive behavior: Peer support or peer rejection? Developmental Psychology, 24, 815-823.

Cairns, R., Leung, M.C., Buchanan, L. y Cairns, B.D. (1995). Friendships and social networks in childhood and adolescence: Fluidity, reliability and interrelations. Child Development, 66, 1330-1345.

Cairns, R.B., Perrin, J.E. y Cairns, B.D. (1985). Social structure and social cognition in early adolescence: Affiliative patterns. Journal of Early Adolescence, 5, 339-355.

Cairns, R.B., Xie, H. y Leung, M.C. (1998). The popularity of friendship and the neglect of social networks: Toward a new balance. In W.M. Bukowski y A.H. Cillessen (Eds), Sociometry Then and Now: Building on Six Decades of Measuring Children’s Experiences With the Peer Group (pp. 25–53). San Francisco, CA: Jossey-Bass.

Farmer, T.W., Leung, M.C., Pearl, R., Rodkin, P.C., Cadwallader, T.W. y Van Acker, R. (2002). Deviant or diverse groups? The peer affiliations of aggressive elementary students. Journal of Educational Psychology, 94, 611-620.

GREI (2009). Grupo de investigación de la Universidad Jaume I de Castellón. (Dir. Francisco García Bacete).

Leung, M.C. (1996). Social networks and self-enhancement in Chinese children: a comparison of self reports and peer reports of group membership. Social Development, 6, 146-157.

Cuestionario Sociométrico

Nombre: Cuestionario Sociométrico
Autor: Moreno (1934). Adaptación: Equipo LISIS	No. de ítems: Son definidos por el propio investigador. En este caso, el cuestionario se compone de 4 ítems y el criterio para establecer las elecciones es el de “compañero de grupo en clase”.
Tiempo aprox de aplicación: 4-5 minutos	Población a la que va dirigida: A partir de los 11 años
Codificación En nuestras investigaciones, utilizamos el programa informático SOCIOMET (González y García-Bacete, 2010) para analizar la estructura básica de relaciones del grupo aula. Este programa permite conocer, a partir de las elecciones positivas y negativas realizadas por todos los alumnos (y sus percepciones sobre las elecciones recibidas), el estatus sociométrico del alumno en su aula. Además, permite también clasificar a los alumnos en los siguientes tipos sociométricos: alumnos populares, rechazados, ignorados y de estatus medio (García-Bacete, 2007; García-Bacete, Sureda y Monjas, 2008; García-Bacete y González, 2010).
Fiabilidad: La fiabilidad test-retest del cuestionario es elevada y oscila entre .77 y .97 (Cheng, Chang, He y Liu 2005).	Validez: El estatus sociométrico correlaciona con la percepción del profesor sobre el grado de ajuste escolar del alumno (Cava y Musitu, 1999a), con la percepción que el alumno tiene del clima escolar, siendo esta percepción más negativa en los alumnos rechazados (Cava y Musitu, 1999b; 2000), con medidas de ajuste psicosocial (Cava, Buelga, Musitu y Murgui, 2010), con las dimensiones social, escolar y familiar de la autoestima (Cava y Musitu, 2001) y con medidas de funcionamiento familiar (Estévez, Martínez y Jiménez, 2003). Los alumnos rechazados y con dificultades de integración social en el aula, identificados mediante técnicas sociométricas, muestran una mayor vulnerabilidad al acoso escolar (Cava, Musitu y Murgui, 2007; Cava, Buelga, Musitu y Murgui, 2010). Además, el estatus sociométrico correlaciona significativamente con la percepción que tiene el profesor de su relación con el alumno/a (Cava et al., 2010; Jiménez, Moreno, Murgui y Musitu, 2008).

Referencias

Cava, M.J., Buelga, S., Musitu, G. y Murgui, S. (2010). Violencia escolar entre adolescentes y sus implicaciones en el ajuste psicosocial: un estudio longitudinal. Revista de Psicodidáctica, 15 (1), 21-34.

Cava, M.J. y Musitu, G. (1999a). Percepción del profesor y estatus sociométrico en el grupo de iguales. Informació Psicològica, 71, 60-65.

Cava, M.J. y Musitu, G. (1999b). 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. (2000). Perfil de los niños con problemas de integración social en el aula. Revista de Psicología Social, 15(3), 319-333.

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.

Cava, M.J., Musitu, G. y Murgui, S. (2007). Individual and social risk factors related to victimization in a sample of Spanish adolescents. Psychological Reports,101, 275-290.

Chen, X., Chang, L., He, Y. y Liu, H. (2005). The Peer Group as a Context: Moderating Effects on Relations Between Maternal Parenting and Social and School Adjustment in Chinese Children. Child Development, 7 6 , 417-434

Estévez, E., Martínez, B., y Jiménez, T. (2003). Características del sistema familiar de adolescentes rechazados y populares en la escuela. VIII Congreso Nacional de Psicología Social. Torremolinos (Málaga).

García-Bacete, F. J. (2007). La identificación de los alumnos rechazados, preferidos, ignorados y controvertidos en el aula. Revista de Psicología General y Aplicada, 60, 25-46.

García-Bacete, F. J., Sureda, I. y Monjas, I. (2008). Distribución sociométrica en las aulas de chicos y chicas a lo largo de la escolaridad. Revista de Psicología Social, 23, 63-74.

García-Bacete, F.J., Sureda, I. y Monjas, I. (2010). El rechazo entre iguales en la educación primaria: Una panorámica general. Anales de Psicología, 26(1), 123-136.

García-Bacete, F.J. y González, J. (2010). Evaluación de la competencia social entre iguales: la sociometría y otras medidas. Madrid: TEA Ediciones.

González, J. y García-Bacete, F. J. (2010). SOCIOMET. Programa para la realización de estudios sociométricos. Madrid: TEA Ediciones.

Martínez, B., Musitu, G., Amador, L.V. y Monreal, M.C. (2012). Estatus sociométrico y violencia escolar en adolescentes: Implicaciones de la autoestima, la familia y la escuela. Revista Latinoamericana de Psicología, 44(2).

Martínez, B., Musitu, G., Amador, L.V. y Monreal, M.C. (2010). Violencia escolar en adolescentes aceptados y rechazados: un análisis de sus relaciones con variables familiares y escolares. Psicologia Teoria e Pratica, 12(2), 3-16.

Martínez-Ferrer, B., Musitu, G., Murgui, S, y Amador, L.V. (2009). Conflicto marital, comunicación familiar y ajuste escolar en adolescentes. Revista Mexicana de Psicología, 26, 27-40

Moreno, J.L. (1934). Who Shall Survive A New Approach to the Problem of Human Interrelations. New York: Beacon House.

Evaluación de los Activos del Barrio

Nombre: Escala para la Evaluación de los Activos del Barrio
Autor: Oliva, Antolín y López (2012) Adaptación:	No. de ítems: 22
Tiempo aprox de aplicación: 8-10 minutos	Población a la que va dirigida: A partir de los 11 años
Codificación La escala mide lapercepción que los adolescentes tienen dediferentes factores del vecindario en el que residen yque pueden promover su ajuste y desarrollo psicológico. La estructura de la escala consta de cinco dimensiones: Apoyo y empoderamiento de la juventud: (ítems: 1 2 3 5 10 16) Apego al Barrio: (ítems: 4 7 8 9) Seguridad del barrio: (ítems: 11 13 14 21) Control social: (ítems: 6 15 17 18) Actividadespara jóvenes: (ítems: 12 19 20 22) Además, se puede obtener una puntuación global que aporta información sobre la percepción general que tienen los adolescentes de los recursos del barrio: Puntuación Total= Sumatorio de todos los ítems. Para obtener las puntuaciones directas deben invertirse en primer lugar las puntuaciones de los ítems incluidos en la subescala deseguridad (11, 13, 14 y 21). Para ello, se transformarán las puntuaciones de la siguiente manera: (1 = 7), (2 = 6), (3 = 5), (4 = 4), (5 = 3), (6 = 2),(7 = 1).
Fiabilidad: El coeficiente alpha de Cronbach para cada una de las subescalas es el siguiente: .91, .91, .87, .85 y .80 respectivamente. La fiabilidad para la escalacompleta es de .89 (Oliva et al. 2012)	Validez: Todas las subescalas excepto actividades en la comunidad y servicios en la comunidad discriminan entre chicos y chicas adolescentescon problemas de ajuste, en el sentido de que perciben que viven en barrios menos seguros y con menor apoyo y control social.

Referencias

-Antolín, L. (2011). La conducta antisocial en la adolescencia. Tesis doctoral, Dir. Alfredo Oliva. Departamento de Psicología Evolutiva y de la Educación. Universidadde Sevilla.

-Oliva, A., Antolín, L. y López, A.M. (2012). Development and validation of a scale for the measurement of developmental assets in the neighborhood. SocialIndicatorsResearch, 106, 563-576.

-Oliva, A., Antolín, L., Estévez, R.M. y Pascual, D.M. (2012). Activos del barrio y ajuste adolescente. PsychosocialIntervention, 21 (1), 17-27.

-Oliva, A., Hernando, A., Parra, A., Pertegal, M.A., Ríos, M. y Antolín, L. (2008). La promoción del desarrollo adolescente: Recursos y estrategias de intervención.Sevilla: Junta de Andalucía. Consejería de Salud.

-Oliva, A., Pertegal, M.A., Antolín, L., Reina, M.C., Ríos, M., Hernando, A., Parra, A., Pascual, D.M. y Estévez, R.M. (en prensa). El desarrollo positivo adolescente ylos activos que lo promueven. Un estudio en centros docentes andaluces. Sevilla: Junta de Andalucía. Consejería de Salud.

Identificación Grupal

Nombre: Escala de Identificación Grupal
Autor: Tarrant (2002) Adaptación: Cava, Buelga, Herrero y Musitu (2011)	No. de ítems: 13
Tiempo aprox de aplicación: 15 minutos	Población a la que va dirigida: A partir de los 11 años
Codificación Autocategorización: (ítems 1 2 8 9 10 11) Valoración grupal: 48 -(ítems 3 4 6 7) Compromiso grupal: 36 – (ítems 5 12 13) En la versión original se obtiene únicamente un índice general de identificación grupal a partir de la siguiente codificación: (ítems 1 2 8 9 10 11) (84 – (ítems 3 4 5 6 7 12 13)
Fiabilidad: Los índices de fiabilidad de la versión original resultan adecuados (Tarrant, 2002; Tarrant, North y Hargreaves, 2004; Tarrant, MacKenzie y Hewitt, 2006). En el análisis factorial de la adaptación al español de esta escala (ver Cava, Buelga, Musitu y Herrero, 2011), los índices de consistencia interna (alpha de Cronbach) de los tres factores obtenidos oscilan entre .59 y 84.	Validez: En población adolescente esta escala presenta correlaciones positivas con medidas de autoestima, y negativas con medidas de soledad, depresión y estrés percibido (Cava, 2011).

Referencias

Cava, M.J., Buelga, S., Musitu, G. y Herrero, J. (2011). Estructura factorial de la adaptación española de la escala de Identificación Grupal de Tarrant. Psicothema, 23(4), 772-777.

Cava, M. J. (2011). Familia, profesorado e iguales: claves para el apoyo a las víctimas de acoso escolar. Psychosocial Intervention, 20 (2), 183-192.

Tarrant, M. (2002). Adolescent peer groups and social identity. Social Development, 11(1), 110-123.

Tarrant, M., MacKenzie, L., y Hewitt, L.A. (2006). Friendship group identification, multidimensional self-concept, and experience of development tasks in adolescence. Journal of Adolescence, 29, 627-640.

Tarrant, M., North, A.C., y Hargreaves, D.J. (2004). Adolescents’ intergroup attributions: A comparison of two social identities. Journal of Youth and Adolescence, 33(3), 177-185.

Reputación Social

Nombre: Escala de Reputación Social (Reputation Enhancement Scale)
Autor: Carroll, Houghton, Hattie y Durkin (1999) Adaptación: Grupo LISIS	No. de ítems: 15
Tiempo aprox de aplicación: 8-10 minutos	Población a la que va dirigida: A partir de los 11 años
Codificación Factor autopercepción compuesto de 3 dimensiones: Autopercepción no conformista: (ítems 2 5 6 7 9 12 13) Autopercepción conformista: (ítems 3 4 11) Autopercepción de la reputación: (ítems 1 8 14) Factor self público compuesto de 3 dimensiones: Self público ideal no conformista: (ítems 2 5 6 7 9 12 13) Self público ideal conformista: (ítems 3 4 11) Self público ideal reputacional: (ítems 1 8 14) Las tres primeras dimensiones miden la autopercepción real del respondente, mientras que las tres últimas miden cómo le gustaría al respondente ser percibido idealmente en términos de su conducta no conformista, conducta conformista y estatus reputacional respectivamente.
Fiabilidad: Estudios previos con muestras adolescentes han señalado la adecuada consistencia interna de la escala (Carroll et al., 1999; Carroll, Green, Houghton Wood, 2003). Los índices obtenidos en nuestra última investigación medidos a través del alpha de Cronbach fueron, para las tres subescalas del factor autopercepción .85, .65 y .66 respectivamente, y para las tres subescalas del factor self público ideal .78, .62 y .61 respectivamente.	Validez: Se han observado correlaciones significativas de la escala con medidas de autoestima, delincuencia autoinformada, conducta violenta, satisfacción con la vida y consumo de sustancias (Buelga, Musitu y Murgui, 2009; Buelga, Musitu, Murgui y Pons, 2008; Carroll, Houghton, Hattie y Durkin, 1999; Carroll, Houghton y Baglioni, 2000; Carroll et al., 2003; Jiménez, Moreno, Murgui y Musitu, 2008; Moreno, Estévez, Murgui y Musitu, 2009). También se ha documentado una estrecha asociación positiva entre las medidas de esta escala y otras de actitud negativa hacia la autoridad institucional como la escuela, el profesorado y la policía (Estévez, Jiménez y Moreno, 2011). Este instrumento también discrimina entre estudiantes de secundaria sin problemas de conducta y jóvenes encarcelados, así como entre estudiantes con riesgo de implicarse en conductas violentas de aquellos que no (Carroll, Houghton, Hattie y Durkin, 1999). Además, discrimina entre niños y adolescentes con diferentes actitudes hacia la conducta de consumo de sustancias (Houghton, Odgers y Carroll, 1998).

Referencias

Buelga, S., Cava, M. J. y Musitu, G. (2012). Reputación social, ajuste psicosocial y victimización entre adolescentes en el contexto escolar. Anales de Psicología, 28 (1), 180-187.

Buelga, S., Musitu, G. y Murgui, S. (2009). Relaciones entre la reputación social y la agresión relacional en la adolescencia. International Journal of Clinical and Health Psychology, 9 (1), 127-141.

Buelga, S., Musitu, G., Murgui, S. y Pons, J. (2008). Reputation, loneliness, satisfaction with life and aggressive behavior in adolescence. The Spanish Journal of Psychology, 11 (1), 192-200.

Carroll, A. (2002). At-risk and not at-risk adolescent girls in single-sex and mixed-sex school settings: an examination of their goals and reputations. Westminster Studies in Education, 25, 147-162.

Carroll, A., Houghton, S. Hattie, J. y Durkin, K. (1999). Adolescent reputation enhancement: differentiating delinquent, nondelinquent, and at-risk youths. Journal of Child Psychology and Psychiatry, 40, 593-606.

Carroll, A., Houghton, S. y Baglioni, J. R. (2000). Goals and reputations amongst young children. School Psychology International, 21, 115-135.

Carroll, A., Hattie, J., Durkin, K. y Houghton, S. (2001). Goal setting and reputation enhancement: behavioural choices among delinquent at-risk and not at-risk adolescents. Legal and Criminological Psychology, 6, 165-184.

Carroll, A., Green, S., Houghton, S. y Wood, R. (2003). Reputation enhancement and involvement in delinquency among high school students. International Journal of Disability, Development and Education, 50, 253-273.

Estévez, E., Jiménez, T. y Moreno, D. (2011). Cuando las víctimas de violencia escolar se convierten en agresores: «¿Quién va a defenderme?». European Journal of Education and Psychology, 3, 177-186.

Houghton, S., Odgers, P. y Carroll,A. (1998). Reputations, self-concepts and coping strategies of volatile solvent users. Journal of Drug Education, 28 (3), 199-210.

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AJUSTE Y REGULACIÓN

Alexitimia (TAS-20)

Nombre: Toronto Alexithymia Scale (TAS-20)
Autor: Bagby, Parker y Taylor (1994) Adaptación: Moral de la Rubia y Retamales (2000)	No. de ítems: 20
Tiempo aprox de aplicación:	Población a la que va dirigida:
Codificación Dificultad para Identificar y Expresar Emociones: (ítems: 1, 2, 3, 6, 7, 9, 13, 14) Dificultad para Interactuar Emocionalmente: (ítems: 8, 11, 12, 15, 16, 17, 20) Facilidad para Interactuar Emocionalmente:(ítems: 4, 5, 10, 18, 19).
Fiabilidad: La consistencia interna en la escala completa es elevada (alfa de Cronbach de .81), así como la de las tres subescalas (.78, .75 y .66). La fiabilidad test-retest, tras 24 semanas, es de .77. En la validación española la consistencia interna fue de .82 y la fiabilidad test-retest tras 24 semanas de .72 y a las 48 semanas de .69. Por su Parte Sánchez-Sosa (2009) informa una consistencia interna global de .82 y .84, .68 y .68 respectivamente para cada una de las subescalas.		Validez: Se ha demostrado 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). Respecto a la validez concurrente la escala de alexitimia correlaciona significativamente de forma positiva y en un grado medio alto con la sintomatología depresiva (r=.56; p=.000) y estrés (r=.53; p=.000) y negativamente con autoestima general (r= -.44; p=.000) y la dimensión de autoestima emocional (r= -.40; 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.

-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.

Asertividad (AISQ)

Nombre: Cuestionario de Esquema Interpersonal Asertivo (AISQ)
Autor: Kline (2000) y Kline (2005) Adaptación: Vagos y Pereira (2010)	No. de ítems: 21
Tiempo aprox de aplicación:	Población a la que va dirigida:
Codificación La escala está constituida por 4 subescalas: apoyo emocional externo, habilidad personal práctica, gestión interpersonal y habilidad personal afectiva.
Fiabilidad: .81, .82, .76 y .75 respectivamente para cada una de las subescalas y, para la escala total, .89.	Validez: La escala correlaciona negativamente con distrés (-.32) y positivamente con el comportamiento interpersonal (.35).

Referencias

-Kline, P. (2000). The handbook of psychological testing (2nd ed.). London, England: Routledge.

-Kline, T. (2005). Psychological testing: A practical approach to design and evaluation. London, England: Sage.

-Vagos, P. y Pereira, A. (2010). A Proposal for Evaluating Cognition in Assertiveness. Psychological Assessment, 22(3), 657-665.

Autoestima en Adolescentes (AUT-AD)

Nombre: Cuestionario de evaluación de la autoestima en adolescentes –AUT-AD– AF5 (Publicado en TEA, 1999)
Autor: García y Musitu (1999) Adaptación: Equipo Lisis. Universidad de Valencia. Facultad de Psicología	No. de ítems: 29 (La versión original es de 30)
Tiempo aprox de aplicación: 6-10 minutos	Población a la que va dirigida: desde los 12 años hasta los 20 años
Codificación Evalúa cinco dimensiones: Autoestima Familiar (ítem 9 + ítem 24 + ítem 19 + ítem 29 + (12-(ítem 4 + ítem 14)); Autoestima Académica (ítem 2 + ítem 7 + ítem 12 + ítem 17 + ítem 22 + ítem 27); Autoestima Social (ítem 1 + ítem 6 + ítem 16 + ítem 26 + (12-(ítem 11 + ítem 21)); Autoestima Física (ítem 5 + ítem 10 + ítem 20 + ítem 25 + ítem 30); Autoestima Emocional (36-(ítem 3 + ítem 8 + ítem 13 + ítem 18 + ítem 23 + ítem 28)).
Fiabilidad: la fiabilidad de la escala global según el alpha de Cronbach es de .8288	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

Referencias

-Kline, P. (2000). The handbook of psychological testing (2nd ed.). London, England: Routledge.

-Kline, T. (2005). Psychological testing: A practical approach to design and evaluation. London, England: Sage.

-Vagos, P. y Pereira, A. (2010). A Proposal for Evaluating Cognition in Assertiveness. Psychological Assessment, 22(3), 657-665.

Autoestima Global (RSE)

Nombre: Escala de Autoestima de Rosenberg (RSE; Rosenberg Self-Esteem Scale)

Autor: Rosenberg (1965)

Adaptación: Echeburúa (1995)

No. de ítems: 10

Tiempo aprox de aplicación:

7-12 minutos

Población a la que va dirigida:

A partir de los 11 años.

Codificación:

Autoestima General (ítems 1 2 4 6 7) (25 – (ítems 3 5 8 9 10)

Escalas complementarias: Esta información se complementa con dos escalas más: una de duración y otra de intensidad. Además, se recoge también información sobre la persona/s que la víctima cree (o sabe) que son sus acosadores, sobre el modo en que la víctima actúa ante el acoso, y sobre su percepción sobre los motivos de esta situación.

Fiabilidad: La escala ofrece un adecuado índice de consistencia interna, medida con el alpha de Cronbach, con valores comprendidos entre .74 y .88 (Davies, DiLillo y Martínez, 2004; McCarthy y Hoge, 1982; Shahani, Dipboye y Philips, 1990). La versión española también presenta una elevada consistencia interna (alpha de Cronbach entre .80 y .87) y una fiabilidad test-retest de .72 (Atienza, Moreno y Balaguer, 2000; Baños y Guillén, 2000; Vázquez, Jiménez y Vázquez, 2004). En nuestra última investigación el valor obtenido para el alpha de Cronbach fue .76.

Validez: Presenta correlaciones positivas con otras medidas de autoestima como el Health Self Image Questionnaire (Silber y Tippet, 1965), el Coopersmith’s Self-Esteem Inventory (Coopersmith, 1967), y con la medida de autoestima global del Harter’s Self Perception Profile for Adolescents (Hagborg, 1993).

La Escala de Autoestima de Rosenberg ha sido ampliamente utilizada en España con muestras adolescentes, habiéndose confirmado su validez al encontrarse correlaciones positivas con la percepción de un clima familiar cohesionado y con la satisfacción vital, y negativas con medidas de soledad, victimización y sintomatología depresiva (Cava, 2011; Cava, Buelga, Musitu y Murgui, 2010; Cava, Musitu y Murgui, 2007; Cava, Musitu, Buelga y Murgui, 2010; Estévez, Murgui, Musitu y Moreno, 2008; Vázquez et al., 2004).

Referencias

-Baños, R. M. y Guillén, V. (2000). Psychometrics characteristics in normal and social phobic samples for a Spanish version of de Rosenberg Self-Esteem Scale. Psychological Reports, 87(1), 269-274.

-Cava, M. J. (2011). Familia, profesorado e iguales: claves para el apoyo a las víctimas de acoso escolar. Psychosocial Intervention, 20 (2), 183-192.

-Cava, M. J., Buelga, S., Musitu, G. y Murgui, S. (2010). Violencia escolar entre adolescentes y sus implicaciones en el ajuste psicosocial: un estudio longitudinal. Revista de Psicodidáctica, 15 (1), 21-34.

-Cava, M. J., Musitu, G. y Murgui, S. (2007). Individual and social risk factors related to overt victimization in a sample of Spanish adolescents. Psychological Reports, 101, 275-290.

-Cava, M. J., Musitu, G., Buelga, S., y Murgui, S. (2010). The relationships of family and classroom environments with peer relational victimization: An analysis of their gender differences. The Spanish Journal of Psychology, 13 (1), 156-165.

-Coopersmith, S. (1967). The antecedents of self-esteem. San Francisco: Freeman.

-Davies C. A., DiLillo, D. y Martínez, I.G. (2004) Isolating adult psychological correlates of witnessing parental violence: findings from a predominantly Latin sample. Journal of Family Violence, 6, 369-378.

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

-Estévez, E., Murgui, S., Musitu, G. y Moreno, D. (2008) Clima familiar, clima escolar y satisfacción con la vida en adolescentes. Revista Mexicana de Psicología, 25 (1), 119-128.

-Hagborg, W. J. (1993). The Rosenberg Self-Esteem Scale and Harter’s Self Perception Profile for Adolescents: A concurrent validity study. Psychology in the Schools, 30, 132-136.

-McCarthy, J. D. y Hoge, D. R. (1982). Analysis of age effect in longitudinal studies of adolescent self-esteem. Developmental Psychology, 18, 372-379.

-Rosenberg, M. (1965). Society and the adolescent self-image. Princeton, NJ: Princeton University Press.

-Shahani, C., Dipboye, R.L. y Philips, A. P. (1990). Global Self-Esteem as a Correlate of Work-Related Attitudes: A Question of Dimensionality. Journal of Personality Assessment, 54, 276-288.

-Silber, E. & Tippet, J. (1965). Self-esteem: Clinical assessment and measurement validation. Psychological Reports, 16, 1017-1071.

-Vázquez, A. J., Jiménez, R. y Vázquez, R. (2004). Escala de autoestima de Rosenberg: fiabilidad y validez en población clínica española. Apuntes de Psicología, 22 (2), 247-255.

Autoconcepto Forma-5 (AF-5)

Nombre: Autoconcepto Forma-5 (AF-5)
Autor: García y Musitu (1999) Adaptación:	No. de ítems: 30
Tiempo aprox de aplicación: 10 minutos	Población a la que va dirigida: A partir de los 11 años.
Codificación La escala mide cinco dimensiones del autoconcepto, referidas a diferentes ámbitos: Autoconcepto Académico: (ítems 1 6 11 16 21 26) Autoconcepto Social: (ítems 2 7 12 17 22 27) Los ítems 12 y 22 son ítems invertidos (sus puntuaciones deben ser invertidas antes de sumar) Autoconcepto Emocional: (ítems 3 13 18 23 28) Los ítems 3, 13, 18, 23 y 28 son ítems invertidos (sus puntuaciones deben ser invertidas antes de sumar) Autoconcepto Familiar: (ítems 4 9 14 19 24 29) Los ítems 4 y 14 son ítems invertidos (sus puntuaciones deben ser invertidas antes de sumar) Autoconcepto Físico: (ítems 5 10 15 20 25 30)
Fiabilidad: La consistencia interna (alpha de Cronbach) del conjunto global de la escala es de .81. Su consistencia interna para cada una de sus dimensiones es la siguiente: .88 para Autoconcepto Académico, .70 para Autoconcepto Social; .73 para Autoconcepto Emocional; .77 para Autoconcepto Familiar y .74 para Autoconcepto Físico. En las investigaciones realizadas por el equipo LISIS con estas dimensiones de la escala, los índices de fiabilidad obtenidos han sido siempre satisfactorios y han oscilado entre .72 y .84 (Cava, Murgui y Musitu, 2008; Cava, Musitu y Murgui, 2006; Estévez, Martínez y Musitu, 2006; Jiménez, Murgui y Musitu, 2008; Jiménez, Musitu, Ramos y Murgui, 2009).	Validez:La validez de constructo se ha contrastado con muestras de España (García y Musitu, 1999; Tomás y Oliver, 2004), Brasil (Martínez, Musitu, García y Camino, 2003), Italia (Marchetti, 1997) y Portugal (García, Musitu y Veiga, 2006). La escala discrimina entre chicos y chicas (Tomás y Oliver, 2004); los chicos muestran puntuaciones mayores en autoconcepto emocional y físico que las chicas, mientras que éstas muestran mayor puntuación en autoconcepto académico (Musitu, Buelga, Lila y Cava, 2001). El autoconcepto académico correlaciona positivamente con el apoyo parental, la comunicación familiar abierta, la percepción del profesor del rendimiento escolar del alumno en clase y el nivel de integración del adolescente en la escuela (Cava y Musitu, 2000; Cava, Musitu y Murgui, 2006; Musitu y García, 2004). El autoconcepto social correlaciona negativamente con los problemas de comunicación familiar y con la victimización escolar; y positivamente con la comunicación familiar abierta, la integración y participación comunitaria, y con el consumo de sustancias (Cava, Murgui y Musitu, 2008; Cava, Musitu y Murgui, 2006; Estévez, Herrero, Martínez y Musitu, 2006; Estévez, Martínez y Musitu, 2006; Jiménez, Murgui y Musitu, 2008; Jiménez, Musitu, Murgui y Lehalle, 2007; Jiménez, Musitu, Ramos y Murgui, 2009). Todas las dimensiones del autoconcepto correlacionan positivamente con la dimensión de apoyo de la socialización familiar, y negativamente con las dimensiones de coerción, sobreprotección y reprobación paternas (García y Musitu, 1999).

Referencias

Cava, M.J., Murgui, S. y Musitu, G. (2008). Diferencias en factores de protección del consumo de sustancias en la adolescencia temprana y media. Psicothema, 20(3), 389-395.

Cava, M.J., Musitu, G. y Murgui, S. (2006). Familia y violencia escolar: el rol mediador de la autoestima y la actitud hacia la autoridad institucional. Psicothema, 18(3), 367-373.

Esnaola, I., Rodríguez, A. y Goñi, E. (2011). Propiedades psicométricas del cuestionario de Autoconcepto AF5. Anales de Psicología, 27 (1), 109-117.

Estévez, E., Herrero, J., Martínez, B. y Musitu, G. (2006). Aggressive and non-aggressive rejected: an analysis of their differences. Psychology in the Schools, 43, 387-400.

Estévez, E., Martínez, B. y Musitu, G. (2006). La autoestima en adolescentes agresores y víctimas en la escuela: la perspectiva multidimensional. Intervención Psicosocial, 15, 223-232.

García J. F, Musitu, G. y Veiga, F. (2006). Autoconcepto en adultos de España y Portugal. Psicothema, 18, 551-556.

García, F. y Musitu, G. (1999). AF5: Autoconcepto Forma 5. Madrid: TEA Ediciones.

Jiménez, T. I., Murgui, S. y Musitu, G. (2008). Funcionamiento familiar y consumo de sustancias en adolescentes: el rol mediador de la autoestima. International Journal of Clinical and Health Psychology, 8 (1), 139-151.

Jiménez, T. I., Musitu, G., Murgui, S. y Lehalle, H. (2007). Le rôle de la communication familiale et de l’estime de soi dans la délinquance adolescente. Revue Internationale de Psychologie Sociale, 20 (2), 5-26.

Jiménez, T. I., Musitu, G., Ramos, M.J. y Murgui, S. (2009). Community involvement and victimization at school: An analysis through family, personal and social adjustment. Journal of Community Psychology, 37 (8), 959-974.

Marchetti, B. (1997). Concetto di se’relazioni familiari e valori. Unpublished Masters Thesis. Universita degli Studi di Bologna, Italy.

Martínez, B., Murgui, S., Musitu, G. y Monreal, M.C. (2009). El rol del apoyo parental, las actitudes hacia la escuela y la autoestima en la violencia escolar en adolescente. International Journal of Clinical and Health Psychology, 8, 679-692

Martínez, I., Musitu, G., García, J.F. y Camino, L. (2003). Un análisis transcultural de los efectos de la socialización familiar en el autoconcepto: España y Brasil. Psicologia, Educação e Cultura, 7, 239-258.

Micó-Cebrián, P. y Cava, M.J. (en prensa). Sensibilidad intercultural, empatía, autoconcepto y satisfacción con la vida en alumnos de educación primaria. Infancia y Aprendizaje.

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

Musitu, G. y García, F. (2004). Consecuencias de la socialización familiar en la cultura española. Psicothema, 16, 288-293.

Tomás, J.M. y Oliver, A. (2004). Confirmatory factor analysis of a Spanish multidimensional scale of self-concept. Revista Interamericana de Psicología, 38, 285-29.

Consumo de Drogas

Nombre: Escala de consumo de drogas
Autor: Carballo et al. (2011) Adaptación: Encuesta sobre Drogas a la Población Escolar 2006-2007, de la Delegación del Gobierno para el Plan Nacional sobre Drogas.	No. de ítems: 8 con subapartados
Tiempo aprox de aplicación: 7-8 minutos	Población a la que va dirigida: A partir de los 11 años
Codificación: Permite conocer si se ha consumido alguna de las siguientes drogas: alcohol, tabaco, cannabis (hachís o marihuana), cocaína, alucinógenos (éxtasis, LSD, tripis, setas, drogas de síntesis), e hipnosedantes (tranquilizantes, relajantes); y si este consumo se ha realizado: alguna vez en la vida, en el último año, en el último mes, en la última semana, en las últimas doce horas, número de cigarrillos diarios consumidos, cantidad de consumiciones de alcohol en el último mes, y número de borracheras en el último año, mes y semana. Además, para cada sustancia se anota si se ha consumido o no, el número de veces o días consumido, así como la edad de inicio.
Propiedades Psicométricas: El formato de la escala no permite el cálculo de índices de fiabilidad, puesto que se fundamenta básicamente en recuentos de consumos.

Referencias

Carballo, J.L., Antón Torres, P., Ruíz Robledillo, N., Santos Sánchez, M.I., Pérez-Jover, V. y García Rodríguez, O. (2011). Factores de Riesgo para el Abuso de Internet en Jóvenes Universitarios. Revista Análisis, 8, 13-21.

Carballo, J.L., García, G., Jáuregui, V., Marín, M. y Pérez-Jover, V. (2011). Análisis longitudinal de diferencias en habilidades cognitivas entre estudiantes de bachillerato consumidores de alcohol de la provincia de Alicante. Health and Addictions, 11(2), 163-178.

Carballo, J.L., Marín, M., Pons, C., Espada, J.P., Piqueras, J.A. y Orgiles, M. (2011). Diferencias en el consumo de sustancias psicoactivas y psicofármacos entre estudiantes de Medicina y Psicología en época de exámenes. Health and Addictions, 11(1), 19-30.

Plan Nacional sobre Drogas (2007). Encuesta sobre Drogas a la Población Escolar 2006-2007. Madrid: Delegación del Gobierno para el Plan Nacional sobre Drogas.

Depresión del Centro de Estudios Epidemiológicos (CES-D)

Nombre: Escala de Depresión del Centro de Estudios Epidemiológicos de Estados Unidos (CES-D; Center for Epidemiologic Studies Depression Scale).
Autor: Radloff (1977) Adaptación: Herrero y Meneses (2006)	No. de ítems: 7
Tiempo aprox de aplicación: 8-12 minutos	Población a la que va dirigida: A partir de los 11 años
Codificación El CESD incluye varias dimensiones: ánimo deprimido, sentimientos de culpa e inutilidad, pérdida de apetito, desamparo y desesperación, problemas de sueño, y problemas de concentración, aunque la escala también proporciona un índice general de ánimo depresivo, que es el que se utiliza en la mayoría de las investigaciones, y también el referente del presente estudio. Este índice general no evalúa la depresión en sí misma, sino la sintomatología que habitualmente va asociada a ella. Sintomatología Depresiva: (ítem 1 2 3 4 5 7 (5 – (ítem 6)
Fiabilidad: Estudios previos han señalado las adecuadas propiedades psicométricas del instrumento en muestras adolescentes (Crockett, Randall, Shen, Russell y Driscoll, 2005; Estévez, Herrero y Musitu, 2005; Herrero y Meneses, 2006; Meadows, Brown, y Elder, 2006; Radloff, 1991; Wilcox, Field y Scafidi, 1998). La fiabilidad del instrumento obtenida en nuestro último estudio, según el alpha de Cronbach, fue de .81.	Validez: Esta escala ha sido ampliamente utilizada y validada en muestras adolescentes y ha mostrado excelentes propiedades psicométricas. Correlaciona positivamente con medidas de percepción de estrés y problemas de conducta y victimización en la escuela (Cava, Buelga, Musitu y Murgui, 2010; Estévez, Herrero, Martínez y Musitu, 2006; Estévez, Murgui y Musitu, 2008; Meadows et al., 2006), y negativamente con medidas de autoestima, satisfacción vital, apoyo familiar y comunicación familiar (Cava, Musitu y Vera, 2000; Estévez, Herrero y Musitu, 2005; Estévez, Murgui, Musitu, y Moreno, 2008; Jiménez, Murgui y Musitu, 2007)

Referencias

Buelga, S., Cava, M. J. y Musitu, G. (2012). Reputación social, ajuste psicosocial y victimización entre adolescentes en el contexto escolar. Anales de Psicología, 28 (1), 180-187.

Cava, M. J., Buelga, S., Musitu, G. y Murgui, S. (2010). Violencia escolar entre adolescentes y sus implicaciones en el ajuste psicosocial: un estudio longitudinal. Revista de Psicodidáctica, 15 (1), 21-34.

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). Mesurement 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.

Estévez, E., Herrero, J. y Musitu, G. (2005). El rol de la comunicación familiar y del ajuste escolar en la salud mental del adolescente. Salud Mental, 28, 81-89.

Estévez, E., Herrero, J., Martínez, B. y Musitu, G. (2006). Aggressive and non-aggressive rejected students: an analysis of their differences. Psychology in the Schools, 43, 387-400.

Estévez, E., Murgui, S. y Musitu, G. (2008). Psychosocial adjustment in aggressors, pure victims and aggressive victims at school. European Journal of Education and Psychology, 1 (2), 29-39.

Estévez, E., Murgui, S., Musitu, G. y Moreno, D. (2008). Clima familiar, clima escolar y satisfacción con la vida en adolescentes. Revista Mexicana de Psicología, 25 (1), 119-128.

Herrero, J. y Meneses, J. (2006). Short Web-based versions of the perceived stress (PSS) and Center for Epidemiological Studies-Depression (CESD) Scales: a comparison to pencil and paper responses among Internet users. Computers in Human Behavior, 22, 830-848.

Jiménez, T. I., Murgui, S. y Musitu, G. (2007) Comunicación familiar y ánimo depresivo: el papel mediador de los recursos psicosociales del adolescente. Revista Mexicana de Psicología , 24 (2), 259-271.

Meadows, S. O., Brown, J. S. y Elder, G. H. (2006). Depressive symptoms, stress, and support: gendered trajectories from adolescence to young adulthood. Journal of Youth and Adolescence, 35, 93–103.

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.

Wilcox, H., Field. T., Prodromidis. M. y Scafidi. F. (1998). Correlations between BDI and CES-D in a sample of adolescent mothers. Adolescence, 33, 565-574.

Empatía Breve (BES breve)

Nombre: Escala básica de Empatía -BES breve- Escala Básica de Empatía (Título en inglés: Basic Empathy Scale)
Autor: Jollife y Farrington, 2006 Adaptación: Oliva, Antolin, Pertegal, Rios, Parra, Hernando y Reina (2011)	No. de ítems: 9
Tiempo aprox de aplicación: 5 minutos	Población a la que va dirigida: A partir de 12 años
La escala original de Jollife y Farrington (2006) consta de 20 ítems. Los participantes deben responder indicando su grado de acuerdo con la expresión recogida en cada uno de los ítems en una escala que va de 1 (Totalmente en desacuerdo) a 5 (Totalmente de acuerdo). La versión breve de la escala (BES-B) fue desarrollada por Oliva et al. (2011) (BES-B) y evalúa con 9 ítems 2 dimensiones: empatía afectiva y empatía cognitiva. La empatía cognitiva se refiere a la percepción y comprensión de los otros. Tiene cinco ítems, (por ejemplo: “Después de estar con un amigo/a que está triste por algún motivo suelo sentirme triste”). La empatía afectiva evalúa la reacción emocional provocada por los sentimientos de otras personas. Se compone de cuatro ítems, (por ejemplo: “cuando alguien está deprimido suelo comprender cómo se siente”). El sumatorio de ambas dimensiones proporciona una puntuación total de empatía. Empatía afectiva: ítem1 + ítem2 + ítem3 + ítem6. Empatía cognitiva: ítem4 + ítem5 + ítem7 + ítem8 + ítem9. Empatía total: ítem1 + ítem2 + ítem3 + ítem4 + ítem5 + ítem6 + ítem7 + ítem8 + ítem9. Las dimensiones de empatía que forman esta escala se presentan de forma positiva, por lo que cuanta más alta sea la puntuación obtenida por el adolescente mejor ajuste psicológico y conductual del adolescente.
Fiabilidad: En el estudio original de Oliva et al. (2011) la consistencia interna (alpha de Cronbach) de la subescala de empatía emocional es de .73 y de la subescala de empatía cognitiva de .63. En un estudio realizado en Lima se obtuvieron coeficientes de fiabilidad de alfa de Cronbach de .77 y .76 respectivamente (Merino-Soto y Grimaldo-Muchotrigo, 2015).	Validez: En el estudio original de Jollife y Farrington (2006) se obtuvieron unos buenos valores de validez de constructo. La empatía emocional correlaciona positivamente con la sensibilidad intercultural; siendo superiores las puntuaciones en empatía emocional en chicas y no encontrándose diferencias de género significativas en empatía cognitiva (Micó-Cebrián y Cava, 2014).

Referencias

Eklund, J. H., & Meranius, M. S. (2020). Toward a consensus on the nature of empathy: A review of reviews. Patient Education and Counseling, 104(2), 300-307.

Fatma, A. Y., Polat, S., & Kashimi, T. (2020). Relationship Between the Problem-Solving Skills and Empathy Skills of Operating Room Nurses. Journal of Nursing Research, 28(2), e75.

Geng, Y., Xia, D., & Qin, B. (2012). The Basic Empathy Scale: A Chinese validation of a measure of empathy in adolescents. Child Psychiatry & Human Development, 43(4), 499-510.

Jolliffe, D., & Farrington, D.P. (2006a). Development and validation of the basic empathy scale. Journal of Adolescence, 29, 589–611.

Jolliffe, D., & Farrington, D.P. (2006b). Examining the relationship between low empathy and bullying. Aggressive Behavior, 32, 540-550.

Jolliffe, D., & Farrington, D.P. (2011). Is low empathy related to bullying after controlling for individual and social background variables? Journal of Adolescence, 34, 59-71.

Jolliffe, D., & Farrington, D. P. (Eds.). (2021). Empathy versus offending, aggression and bullying: Advancing knowledge using the basic empathy scale. Taylor & Francis.

Merino-Soto, C., & Grimaldo-Muchotrigo, M. (2015). Validación estructural de la escala básica de empatía (Basic Empathy Scale) modificada en adolescentes: un estudio preliminar. Revista Colombiana de Psicología, 24(2), 261-270.

Micó-Cebrián, P., & Cava, M. J. (2014). Sensibilidad intercultural, empatía, autoconcepto y satisfacción con la vida en alumnos de educación primaria. Infancia y Aprendizaje, 37(2), 342-367.

Oliva, A., Antolín, L., Pertegal, M., Ríos, M., Parra, A., Hernando, A., & Reina, M. (2011). Instrumentos para la evaluación de la salud mental y el desarrollo positivo adolescente y los activos que lo promueven. Sevilla, España: Consejería de Salud.

Evitación y Fusión para Adolescentes (AFQ-Y)

Nombre: Cuestionario de Evitación y Fusión para Adolescentes (Título en inglés: Avoidance and Fusion Questionnaire for Youth)
Autor: Greco, Lambert y Baer, 2008 Adaptación: Valdivia, Martín-Albo, Zaldívar, Lombas y Jiménez (2017)	No. de ítems: 17
Tiempo aprox de aplicación: 8-10 minutos	Población a la que va dirigida: Adolescentes entre 11 a 17 años.
Los autores de la escala original señalan que la versión de 17 ítems evalúa un factor de inflexibilidad psicológica (PI), que refleja dos procesos interrelacionados que caracterizan la PI: Fusión cognitiva (CF) y evitación experiencial (EA). CF: Items 1, 2, 3, 4, 5, 10, 13 y 16. EA: Items 6, 7, 8, 9, 11, 12, 14, 15 y 17. Puntuaciones altas indican un alto grado de CF y EA, esto es, alta IP lo que implica la tendencia a fusionarse con el contenido de pensamientos y sentimientos, y actuar sobre dicho contenido regulando a la baja de alguna manera.
Fiabilidad: En el estudio original de Greco et al. (2008), los items del AFQ-Y mostraron una adecuada consistencia interna (alfa de Cronbach de .90 para el factor PI). La validación española también reveló buenas propiedades psicométricas con muestra de adolescentes españoles (Valdivia-Salas et al., 2017), con valores alfa de .87, .81 y .76 para PI, CF y EA respectivamente. En estudios posteriores se ha obtenido un alfa de Cronbach de .77 y un CRI (Graham, 2006) de .83 para PI (Valdivia-Salas et al. 2021).	Validez: En el estudio de validación (Valdivia-Salas et al., 2017) y en cuanto a la validez concurrente, las puntuaciones totales PI correlacionaron positivamente con la depresión y negativamente con la satisfacción con la vida. Por un lado, la relación de CF con depresión fue positiva y significativa y con satisfacción con la vida fue negativa y significativa. Por otro lado, EA solo mostró una relación positiva y significativa con satisfacción con la vida. Los resultados de validez predictiva mostraron que la fusión cognitiva y la evitación experiencial son dos procesos interrelacionados pero distintos que caracterizan a PI.

Referencias

Graham, J. M. (2006). Congeneric and (essentially) tau-equivalent estimates of score reliability: what they are and how to use them. Educational and Psychological Measurement, 66(6), 930–944. doi: 10.1177/0013164406288165

Greco, L. A., Lambert, W., & Baer, R. A. (2008). Psychological inflexibility in childhood and adolescence: Development and evaluation of the Avoidance and Fusion Questionnaire for Youth. Psychological Assessment, 20, 93-102. doi:10.1037/1040-3590.20.2.93

Valdivia-Salas, S., Martín-Albo, J., Cruz, A., Villanueva-Blasco, V. J., & Jiménez, T. I. (2021). Psychological Flexibility with Prejudices Increases Empathy and Decreases Distress Among Adolescents: A Spanish Validation of the Acceptance and Action Questionnaire–Stigma. Frontiers in Psychology, 11, 3911.

Valdivia-Salas, S., Martín-Albo, J., Zaldivar, P., Lombas, A. S., & Jiménez, T. I. (2017). Spanish validation of the Avoidance and Fusion Questionnaire for Youth (AFQ-Y). Assessment, 24(7), 919-931.

Ideación Suicida

Nombre: Escala de Ideación Suicida (Suicidal Ideation Scale).
Autor: Roberts (1980) Adaptación: Mariño, Medina, Chaparro y González-Fortea (1993). Estandarizada para población mexicana y española.	No. de ítems: 4
Tiempo aprox de aplicación: 3 a 4 minutos.	Población a la que va dirigida: A partir de los 11 años.
Codificación 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”. El rango de la escala varía de 4 a 16. Todos los ítems están redactados en sentido directo y la puntuación en la escala se obtiene por la suma simple. La escala adaptada presenta una solución unifactorial que mide la ideación suicida en adolescentes y que explica el 64.5% de varianza. En un estudio reciente, Sánchez-Sosa, Villarreal-González, Musitu y Martínez-Ferrer (2010) señalan 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.
Fiabilidad: Se ha evaluado la consistencia interna en adolescentes mexicanos, variando de .81 (González-Forteza, 1996) a .83 (González-Forteza, et al. 1998) y .88 (Mariño, Medina-Mora, Chaparro y González-Forteza, 1993). Sánchez-Sosa, Villarreal-González, Musitu y Martínez-Ferrer (2010) obtuvieron un alpha de Cronbach de .84.	Validez: En relación con la validez concurrente, las puntuaciones de la escala correlacionan significativamente con valores positivos y medio altos de sintomatología depresiva (r=.509; p=.000), intento suicida (r=.430; p=.000) dificultad para identificar y expresar emociones (r=.399; p=.000). Además, los valores en esta escala correlaciona significativamente con valores negativos y medios en 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., Berenzon-Gorn, S., Tello-Granados, A. M., Facio-Flores, D. y Medina-Mora, M. E. (1998). Ideación suicida y características asociadas en mujeres adolescentes. Salud pública, 40(5), 430-437.

-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., 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

Malestar Psicológico (K10)

Nombre: Escala de Malestar Psicológico de Kessler K10 (Kessler Psychological Distress Scale K10)
Autor: Kessler y Mroczek (1994) Adaptación: Alonso, Herdman, Pinto y Vilagut (2010), Sánchez-Sosa, Villareal-González y Musitu (2011)	No. de ítems: 10
Tiempo aprox de aplicación: 5-8 minutos	Población a la que va dirigida: A partir de los 11 años
Codificación Esta escala ofrece una puntuación general de malestar psicológico, a partir de las respuestas a los 10 ítems que la componen. Las opciones de respuesta son cinco (nunca, pocas veces, a veces, muchas veces y siempre), por lo que el rango de posibles puntuaciones oscila entre 10 y 50. Estas puntuaciones pueden clasificarse en cuatro categorías: “sin malestar psicológico” (puntuación entre 10 y 19), “leve malestar psicológico” (entre 20 y 24), “moderado malestar” (entre 25 y 29) y “extremo malestar psicológico” (entre 30 y 50). Malestar psicológico: (ítems 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10)
Fiabilidad: La escala presenta una adecuada consistencia interna (alpha de Cronbach= .88).	Validez: La validez convergente de esta escala ha sido analizada, mostrando altas correlaciones positivas con el Inventario de Depresión de Beck II (BDI-II) (r = .898, p < .01) y la Escala de Ansiedad de Spielberger (STAI-R) (r = .898, p < .01) (Brenlla y Aranguren, 2010).

Referencias

Alonso, J. Herdman, M. Pinto, A. y Vilagut, G. (2010). Desarrollo de un instrumento de evaluación de transtornos depresivos y de ansiedad para encuestas de salud. Investigación en proceso financiada por el Instituto de Salud Carlos III. Disponible en: http://www.imim.es/programesrecerca/epidemiologia/es_trastdepressius.html

Brenlla, M. y Aranguren, M. (2010). Adaptación argentina de la Escala de Malestar Psicológico de Kessler (K10). Revista de Psicología Social, 28 (2), 311-342.

Kessler, R. y Mroczek, D. (1994). Final version of our non-specific Psychological Distress Scale. Ann Arbor: Survey Research Center of the Institute for Social Research, University of Michigan.

Kessler, R., Andrews, G., Colpe, L., Hiripi, E., Mroczek, D., Normand, S., et al. (2002). Short screening scales to monitor population prevalences and trends in non-specific psychological distress. Psychological Medicine, 32, 956-959.

Kessler, R., Barker, P., Colpe, L., Epstein, J., Gfroerer, J., Hiripi, E. et al. (2003). Screening for serious mental illness in the general population. Archives General Psychiatry, 60 (2), 184-189.

Top, L., Hudson, S. y Mahler, L. (2010). Mental health symptoms among street-based psychostimulant injectors in Sydney’s kings cross. Substance Use & Misuse, 45, 1180-1200.

Necesidades Psicológicas Básicas

Nombre: Escala de percepción de las necesidades psicológicas básicas (Título en francés: Échelle de Satisfacción des Besoins Psychologiques)
Autor: Gillet, Rosnet, & Vallerand (2008) Adaptación: León, Domínguez, Núñez, Pérez, & Albo (2011).	No. de ítems: 18 (15 en la versión final de León et al., 2011, no se tuvieron en cuenta los ítems 16-18 y no se utilizaron ítems invertidos)
Tiempo aprox de aplicación: 6-10 minutos	Población a la que va dirigida: A partir de los 12 años.
Codificación Percepción de Autonomía: ítems 1, 4, 7, 10, 13 Percepción de competencia: ítems inversos: 3, 12, 15; ítems: 6, 9, 16, 17, 18 Percepción de relaciones: ítems: 2, 5, 8, 11, 14 En el estudio original de Gillet et al. (2008), se realizó un análisis factorial exploratorio de componentes principales con rotación oblicua que evidenció tres factores que explicaban el 50,1% de la varianza. Esta estructura en tres factores fue confirmada en el mismo estudio a través de un análisis factorial confirmatorio
Fiabilidad: En el estudio original (Gillet et al., 2008) los coeficientes alpha de Cronbach son de .72, .80 y .83 para las percepciones de competencia autonomía y relaciones respectivamente. En el estudio de adaptación de la escala (León et al., 2011) se calculó el alpha de Cronbach y el omega de Mc Donald. Los resultados mostraron valores de α = .75 y w = .77 para la percepción de autonomía, α = .86 y w = .87 para la percepción de competencia y α = .82 y w = .88 para la percepción de relaciones. En otros estudios realizados con adolescentes españoles, la fiabilidad obtenida según el alpha de Cronbach siempre ha obtenido valores por encima de .73 (Lombas & Esteban, 2018, Martín-Albo et al., 2015; Lombas et al., 2019).	Validez: Respecto a las evidencias de validez se destaca (Gillet et al., 2008), donde las percepciones de competencia, autonomía y relaciones muestran relaciones positivas y significativas con la motivación autodeterminada (motivación intrínseca y motivación extrínseca identificada), sin embargo, no se encuentran relaciones con formas no autodeterminadas de motivación (regulación introyectada, regulación externa y amotivación). Por tanto, estas relaciones confirman los postulados teóricos de la Teoría de la Autodeterminación (Decy & Ryan, 1985) y del modelo jerárquico de Vallerand (1997), y proporcionan, por tanto, una validez de constructo del instrumento. En el estudio de validación (León et al., 2011) para evaluar la validez concurrente se realizó un modelo de ecuaciones estructurales en el que el clima motivacional a la tarea predijo de forma positiva y significativa las necesidades psicológicas básicas y éstas, a su vez, la motivación intrínseca. En otros estudios, las puntuaciones de esta escala han correlacionado positivamente con satisfacción con la vida, autoestima, motivación intrínseca, y negativamente con estrés percibido, sintomatología depresiva y soledad (Lombas & Esteban, 2018, Martín-Albo et al., 2015; Lombas et al., 2019).

Referencias

Deci, E. L., & Ryan, R. M. (1985). Intrinsic motivation and self-determination in human behavior. New York: Plenum Press.

Gillet, N., Rosnet, E., & Vallerand, R. J. (sous presse). Développement d’une échelle de satisfaction des besoins fondamentaux en contexte sportif. Revue Canadienne des Sciences du Comportement.

León, J., Domínguez, E., Núñez, J. L., Pérez, A., & Albo, J. M. (2011). Traducción y validación de la versión española de la Échelle de Satisfacción des Besoins Psychologiques en el contexto educativo. Anales de Psicología/Annals of Psychology, 27(2), 405-411.

Lombas, A. S., & Esteban, M. Á. (2018). The confounding role of basic needs satisfaction between self-determined motivation and well-being. Journal of Happiness Studies, 19(5), 1305–1327.

Lombas, A. S., Jiménez, T. I., Arguís-Rey, R., Hernández-Paniello, S., Valdivia-Salas, S., & Martín-Albo, J. (2019). Impact of the Happy Classrooms Programme on Psychological Well-being, School Aggression, and Classroom Climate. Mindfulness, 10(8), 1642-1660.

Martín-Albo, J., Lombas, A. S., Jiménez, T. I., Valdivia-Salas, S., Núñez, J. L., & León, J. (2015). The mediating role of relatedness between repair and loneliness: a preliminary model in high school students. Journal of Hapiness Studies, 16(5), 1131-1148.

Vallerand, R. J. (1997). Toward a hierarchical model of intrinsic and extrinsic motivation. In M. P. Zanna (Ed.), Advances in experimental social psychology (pp. 271–360). New York: Academic Press.

Resistencia a la Presión Grupal (RPI)

Nombre: Inventario de Resistencia a la Presión Grupal (RPI) (Título en inglés: Resistance to Peer Influence)
Autor: Steinberg y Monahan (2007) Adaptación: Estévez, E., Estévez, J. F. y Jiménez, T. (2021)	No. de ítems: 10
Tiempo aprox de aplicación: 5 minutos	Población a la que va dirigida: A partir de 10 años
Codificación El inventario consta de 10 ítems con los que se evalúa la tendencia de la persona a evitar la presión ejercida por compañeros y amigos. Ítems inversos: 2, 6 y 10 En cada ítem se describe la forma en la que interactúan socialmente dos tipos diferentes de personas (por ejemplo, “Algunas personas les siguen la corriente a sus amigos solo por verlos felices” y “Otras personas rechazan seguir la corriente a sus amigos, aunque esto disguste a esas amistades”). Para cumplimentar el inventario, el respondiente debe señalar con qué grupo de personas se identifica en mayor medida (el grupo de la izquierda o el grupo de la derecha) y en qué grado (para el grupo de la izquierda: 1 (“me define completamente”) y 2 (“me define un poco”) y para el grupo de la derecha: 3 (“me define poco”) y 4 (“me define completamente”). Una puntuación alta indica una resistencia a la presión grupal alta, mientras que una puntuación baja indica una gran susceptibilidad a la influencia de los compañeros.
Fiabilidad: En el estudio original de Steinberg y Monahan, (2007) se analizó la consistencia interna del inventario en cuatro muestras distintas (menores con bajos ingresos, detenidos, juzgados por delitos graves y menores pertenecientes a comunidades similares a la de los grupos anteriores pero que no podían asignarse a ninguno de estos), utilizando tanto el alfa de Cronbach como el análisis factorial confirmatorio. Estos análisis indicaron una adecuada consistencia interna del inventario para cada una de las muestras estudiadas (el alfa de Cronbach fue .70, .76, .73 y .74, respectivamente). El análisis factorial confirmatorio también mostró buenos valores en las cuatro muestras en lo referente al índice de ajuste normalizado (NFI: .99, .99, .92 y .99, respectivamente), índice de ajuste no normalizado (NNFI: .98, .99, .92 y .99, respectivamente) e índice de ajuste comparativo (CFI: .99, .99, .94 y .99, respectivamente)	Validez: Los resultados obtenidos de los análisis de datos corroboran la validez del inventario como indicador del grado en que los individuos son capaces de resistir la presión de otros. Las puntuaciones en RPI correlacionaron negativamente con medidas de impulsividad (Escala de impulsividad de Barratt (Barratt Impulsiveness Scale); Patton, Stanford y Barratt, 1995) y de asunción de riesgos de conductas antisociales (Medida de percepción de riesgo de Benthin (Benthin Risk Perception Measure); Benthin, Slovic y Severson, 1993) ampliamente utilizadas. Las puntuaciones de RPI para la muestra de menores juzgados por delitos graves correlacionaron positivamente con medidas de control de impulsos (Inventario de Ajuste de Weinberger (Weinberger Adjustment Inventory); Weinberger y Schwartz, 1990) y negativamente con el ítem, «Me preocupa lo que los demás piensen de mí» de la Escala de ansiedad manifiesta en niños revisada (Revised Children’s Manifest Anxiety Scale (RCMAS); Reynolds y Richmond, 1985) y con conducta antisocial.

Referencias

Chen, B. B., Shi, Z., & Wang, Y. (2016). Do peers matter? Resistance to peer influence as a mediator between self-esteem and procrastination among undergraduates. Frontiers in Psychology, 7, 1529. doi: 10.3389/fpsyg.2016.01529

Sádica (ASP)

Nombre: Evaluacion de la Personalidad Sadica (Titulo en ingles: Assessment of Sadistic Personality (ASP))

Autor: Plouffe, Skalofske y Smith, 201

Adaptación: Pineda, Piqueras, Galan y Martinez (2021)

No. de ítems: 9

Tiempo aprox de aplicación:

5-8 minutos

Población a la que va dirigida:

A partir de los 11 años.

Codificación

La ASP (Plouffe et al., 2017) es una escala que consta de 9 items, basada en el original de 20, que mide el sadismo cotidiano. Los participantes responden en una escala Likert,de 0 = totalmente en desacuerdo a 4 = totalmente de acuerdo. El valor de confiabilidad informado por Plouffe et al., (2017) es α = .83.

Fiabilidad: En el estudio de Pineda et al. (2021), los resultados revelan una alta consistencia interna. Los analisis factoriales confirmatorios encontraron un buen ajuste para la escala ASP, igual que en la original (Plouffe et al., 2017). El ASP, con un numero reducido de items, permite cubrir el Sadismo de forma unidimensional y permite que esta medida se agregue facilmente a la Triada Oscura Corta (SD3; Jones y Paulhus, 2014), evaluando la Tetrada Oscura de la personalidad (Chabrol et al. al., 2009; Plouffe et al., 2019).

Validez: Tanto en el estudio original de Plouffe et al. (2017) como en la adaptación espanola de Pineda et al. (2021) los resultados apoyan la validez convergente de la escala unidimensional de sadismo subclinico ASP. Para el ASP, con un modelo de medicion de un factor, los indices de ajuste fueron χ2 = 40.216, DF = 27, p = .049.

Las correlaciones bivariadas para otras escalas de sadismo utilizadas en el estudio de Pineda et al. (2021) (CAST, SSIS, SD3/DD y HEXACO) presentan correlaciones importantes y significativas entre ellas, desde r = .629, p <.001, hasta r = .723, p <.001, excepto para las dimensiones del HEXACO, donde no hubo resultados significativas.

Los alfas de Cronbach oscilaron entre .76 y .80 y los omegas de McDonald’s entre .75 y .77 mostrando una consistencia interna aceptable de todas las escalas utilizadas (Pineda et al., 2021). En el analisis sobre las diferencias de genero, los hombres obtuvieron puntuaciones significativamente mas altas en todos los rasgos de la Tetrada Oscura, y el sadismo (ASP).

Referencias:

Chabrol, H., Van Leeuwen, N., Rodgers, R. y Sejourne, N. (2009). Contributions of psychopathic, narcissistic, Machiavellian, and sa- distic personality traits to juvenile delinquency. Personality and Individual Differences, 47(7), 734–739.

Jones, D. y Paulhus, D. (2014). Introducing the Short Dark Triad (SD3). Assessment, 21(1), 28–41.

Plouffe, R., Saklofske, D. y Smith, M. (2017). The Assessment of Sadistic Personality: preliminary psychometric evidence for a new measure. Personality and Individual Differences, 104, 166-171.

Plouffe, R. A., Smith, M. M. y Saklofske, D. H. (2019). A psychometric investigation of the assessment of sadistic personality. Personality and Individual Differences, 140, 57–60.

Pienda, D., Piquedas, J. A., Galan, M. y Martinez-Martinez, A. (2021). Everyday sadism: psychometric properties of three Spanish versions for assessing the construct. Current Psychology, 1-9.

Satisfacción con la Vida (SWLS)

Nombre: Escala de Satisfacción con la Vida
Autor: Diener, Emmons, Larsen y Griffin (1985) Adaptación: Atienza, Pons, Balaguer y García-Merita (2000)	No. de ítems: 5
Tiempo aprox de aplicación: 3-4 minutos	Población a la que va dirigida: A partir de los 11 años
Codificación La escala ofrece un índice general de satisfacción global con la vida. Satisfacción con la Vida: (ítems 1 2 4) (10 – (ítems 3 5))
Fiabilidad: La consistencia interna de este instrumento en su versión original (alpha de Cronbach =.84) se ha confirmado en varias muestras españolas (Buelga, Musitu y Murgui, 2009; Chico, 2006; Extremera, Durán y Rey, 2007; Martínez, Buelga y Cava, 2007) e investigaciones internacionales (Diener, Suh, Lucas y Smith, 1999; Vitterso, Biswas-Diener y Diener, 2005). Esta escala tiene una adecuada fiabilidad test-retest (Wu, Chen y Tsai, 2009). En nuestra última investigación, el valor obtenido para el alpha de Cronbach es de .74.	Validez:Esta escala tiene una adecuada validez de constructo (Pavot y Diener, 1993), validez convergente (Pavot, Diener, Colvin y Sandvik, 1991) y validez discriminante relacionada con varios indicadores emocionales (Cabañero, Richard, Cabrero, Orts, Reig y Tosal, 2004). Correlaciona negativamente con medidas de soledad, estrés percibido, sintomatología depresiva, y conducta violenta entre adolescentes (Buelga, Musitu y Murgui, 2009; Estévez, Murgui, y Musitu, 2009) y positivamente con participación comunitaria (Ríos y Moreno, 2009), comunicación familiar, clima social familiar y autoestima social (Martínez, Buelga y Cava, 2007).

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.

Buelga, S., Cava, M. J. y Musitu, G. (2012). Reputación social, ajuste psicosocial y victimización entre adolescentes en el contexto escolar. Anales de Psicología, 28 (1), 180-187.

Chico, E. (2006). Personality dimensions and subjective well-being. The Spanish Journal of Psychology, 1(9), 38-44.

Diener, E., Emmons, R., Larsen, R. J., y Griffin, S. (1985). The Satisfaction with Life Scale. Journal of Personalitiy Assessment, 49, 71-75.

Diener, E., Suh, E. M., Lucas, R. E. y Smith, H. L. (1999). Sub¬jective well-being: Three decades of progress. Psychologi¬cal Bulletin, 125, 276–302.

Estévez, E., Murgui, S. y Musitu, G. (2009). Psychosocial adjustment in bullies and victims of school violence. European Journal of Psychology of Education, XXIV (4), 473-483.

Extremera, N., Durán, A., y Rey, L. (2007). Perceived emotional intelligence and dispositional optimism–pessimism: Analyzing their role in predicting psychological adjustment among adolescents. Personaliy and Individual Differences, 42, 1069-1079.

Martínez, M., Buelga, S. y Cava, M. J. (2007). La satisfacción con la vida en la adolescencia y su relación con la autoestima y el ajuste escolar. Anuario de Psicología, 38, 293-303.

Vitterso, J., Biswas-Diener, R. y Diener, E. (2005). The divergent meanings of life satisfaction: Item response modeling of the satisfaction with life scale in Greenland and Norway. Social Indicators Research, 74, 327–348.

Wu, C. H., Chen, L. H. y Tsai, Y. M. (2009). Longitudinal invariance analysis of the satisfaction with life scale. Personality and Individual Differences, 46, 396–401.

Soledad UCLA (Versión 3)

Nombre: Escala de Soledad UCLA (UCLA Loneliness Scale, Versión 3)

Autor: Russell, Peplau y Cutrona (1980, original); Russell (1996, Versión 3)

Adaptación: Expósito y Moya (1993)

No. de ítems: 20

Tiempo aprox de aplicación:

5-10 minutos.

Población a la que va dirigida:

A partir de los 11 años

Codificación

La estructura factorial original está formada por un factor que informa de un índice general de percepción de soledad.

Soledad: (ítems 2 3 4 7 8 11 12 13 14 17 18) (45- (ítems 1 5 6 9 10 15 16 19 20)

Estudios recientes han obtenido una estructura compuesta por dos factores (Borges, Prieto, Riccetti, Jorge y Naveiras, 2008). El análisis factorial exploratorio y confirmatorio realizado en nuestra muestra confirma dicha estructura bifactorial que explica el 41.6% de la varianza. El primer factor, soledad emocional, explica el 32,64% de la varianza y el segundo, evaluación subjetiva de la red social, explica el 9.04% de la varianza. La codificación de los factores es la siguiente:

Soledad emocional: (ítems 2 3 4 7 8 11 12 13 14 17 18)

Evaluación subjetiva de la red social: (ítems 1 5 6 9 10 15 16 19 20)

Fiabilidad: La escala presenta unos coeficientes de fiabilidad que oscilan entre .74 a .94 según la población a la que se aplica el cuestionario (Ireland y Power, 2004; Russell, 1996) y muestra una adecuada fiabilidad test-retest (Hartshorne, 1993). En estudios realizados con adolescentes españoles, se han observado excelentes propiedades psicométricas (Buelga, Musitu, Murgui y Pons, 2008; Cava, 2011; Cava, Musitu, Buelga y Murgui, 2010; Estévez, Murgui y Musitu, 2009). En nuestra última investigación, el valor obtenido para el alpha de Cronbach fue de .89.

Los coeficientes de consistencia interna para la estructura bifactorial son los siguientes: alpha de Cronbach .84 y .83, respectivamente y para la escala completa .88.

Validez:La escala tiene una buena validez convergente (Hoza, Bukowski y Beery, 2000; Lasgaard, 2007) y validez cruzada (Borges, Prieto, Ricchetti, Hernández y Ródriguez, 2008). Esta escala correlaciona positivamente con medidas de ajuste psicológico y social: sintomatología depresiva y estrés percibido (Buelga, Cava y Musitu, en prensa; Segrin, 2003) sentimientos de abandono, indefensión y aislamiento (Expósito y Moya, 1999) y problemas de conducta y victimización en la escuela (Ireland y Power, 2004). Se relaciona negativamente con medidas de autoestima, satisfacción vital, apoyo familiar y reputación social (Estévez et al., 2009; Moreno, Estévez, Murgui, y Musitu, 2009).

Con relación a la estructura bifactorial, la escala muestra una adecuada validez convergente. Los ANOVAs realizados muestran que los adolescentes con una elevada soledad emocional informan de mayores puntuaciones en ideación suicida y menores en autoestima social. Además, los adolescentes con una evaluación positiva de la red social obtienen valores elevados en autoestima social y bajos en ideación suicida.

Referencias

Borges, A., Prieto P., Ricchetti G., Hernández-Jorge C., Rodriguez-Naveiras E. (2008). Validación cruzada de la factorización del Test UCLA de Soledad. Psicothema, 20(4), 924-927.

Buelga, S., Cava, M. J. y Musitu, G. (2012). Reputación social, ajuste psicosocial y victimización entre adolescentes en el contexto escolar. Anales de Psicología, 28 (1), 180-187.

Buelga, S., Musitu, G., Murgui, S. y Pons, J. (2008). Reputation, loneliness, satisfaction with life and aggressive behavior in adolescence. The Spanish Journal of Psychology, 11 (1), 192-200.

Cava, M. J. (2011). Familia, profesorado e iguales: claves para el apoyo a las víctimas de acoso escolar. Psychosocial Intervention, 20 (2), 183-192.

Cava, M. J., Musitu, G., Buelga, S., y Murgui, S. (2010). The relationships of family and classroom environments with peer relational victimization: An analysis of their gender differences. The Spanish Journal of Psychology, 13(1), 156-165.

Estévez, E., Murgui, S. y Musitu, G. (2009). Psychosocial adjustment in bullies and victims of school violence. European Journal of Psychology of Education, XXIV (4), 473-483.

Expósito, F. y Moya, M. C. (1999). Soledad y Apoyo Social. Revista de Psicología Social, 2-3, 319-339.

Hartshorne, T. S. (1993) Psychometric properties and confirmatory factor-analysis of the UCLA loneliness scale. Journal of Personality Assessement, 61(1), 182-195.

Hoza, B., Bukowski, W. M. y Beery, S. (2000) Assessing peer network and dyadic loneliness, Journal of Clinical Child Psychology, 29, 119–128.

Estrés Percibido (PSS-4)

Nombre: Escala Paykel de Suicidio. PSS (Título en inglés: Paykel Suicide Scale)
Autor: Paykel, Myers, Lindenthal y Tanner (1974) Adaptación: Fonseca-Pedrero et al. (2018)	No. de ítems: 5
Tiempo aprox de aplicación: 5 minutos	Población a la que va dirigida: Adolescentes entre 12 y 19 años.
Codificación: Este cuestionario evalúa la ideación suicida mediante la valoración de pensamientos de muerte (ítems 1 y 2), ideación (ítems 3 y 4) e intentos de suicidio (ítem 5) en el último año. El sistema de respuesta para cada uno de los 5 ítems es dicotómico, Sí/No (puntuación 1 y 0, respectivamente). Las puntuaciones oscilan entre 0 y 5. La interpretación de los resultados implica que a mayor puntuación mayor frecuencia y gravedad de ideación suicida.
Fiabilidad: Las puntuaciones de la PSS en muestra de adolescentes españoles mostraron adecuados niveles de fiabilidad (Fonseca-Pedrero et al., 2018). El valor de confiabilidad obtenido mediante el coeficiente Omega para la muestra total fue de .82. La fiabilidad test-retest, con un intervalo de 3 meses, en la puntuación total de la PSS fue de .61. La consistencia interna en la validación española obtuvo un valor alfa de .93 para la puntuación total. En estudios posteriores la escala ha obtenido un alfa de Cronbach de .90 (Fonseca-Pedrero, Ortuño-Sierra, Inchausti, Rodríguez-Testal y Debbané, 2020).	Validez: En el estudio de Fonseca-Pedrero et al. (2018) el modelo unidimensional de la escala presentó adecuados índices de bondad de ajuste para la muestra de adolescentes españoles, lo que permite considerar la presencia de una única dimensión general de ideación suicida. Además, el modelo de invarianza de medición configural (primer paso) y de medición fuerte (segundo paso) entre hombres y mujeres presentó adecuados índices de bondad de ajuste. Estos resultados confirman la equivalencia factorial de las puntuaciones de la PSS y, por tanto, la ausencia de funcionamiento diferencial de sus ítems en función del sexo.

Referencias:

Cohen, S. y Janicki-Deverts, D. (in press, 2010). Who’s stressed? Distributions of psychological stress in the United States in probability samples from 1983, 2006 and 2009. Journal of Applied Social Psychology.

Cohen, S., Kamarck, T. y Mermelstein, R. (1983). A global measure of perceived stress. Journal of Health and Social Behavior, 24, 385-396.

Cohen, S. y Williamson, G. (1988). Perceived stress in a probability sample of the United States. En S. Spacapan y S. Oskamp (Eds.), The social psychology of health (pp. 31-67). Newbury Park. CA: Sage.

Página web del autor del PSS: http://www.psy.cmu.edu:16080/~scohen/

Estévez, E., Martínez, B., Herrero, J. y Musitu, G. (2006). Aggressive and non-aggressive rejected students: an analysis of their differences. Psychology in the Schools. 43, 387-400.

Estévez, E., Musitu, G. y Herrero, J. (2005). The influence of violent behavior and victimization at school on psychological distress: the role of parents and teachers. Adolescence, 40 (157), 183-196.

Herrero, J., Estévez, E. y Musitu, G. (2006). The relationships of adolescent school-related deviant behaviour and victimization with psychological distress: testing a general model of the mediational role of parents and teachers across groups of gender and age. Journal of Adolescence, 29, 671-690.

Remor, E. (2006). Psychometric Properties of a European Spanish Version of the Perceived Stress Scale (PSS). The Spanish Journal of Psychology, 9 (1), 86-93.

Paykel de Suicidio (PSS)

Nombre: Escala Paykel de Suicidio. PSS (Título en inglés: Paykel Suicide Scale)
Autor: Paykel, Myers, Lindenthal y Tanner (1974) Adaptación: Fonseca-Pedrero et al. (2018)	No. de ítems: 5
Tiempo aprox de aplicación: 5 minutos	Población a la que va dirigida: Adolescentes entre 12 y 19 años.
Codificación: Este cuestionario evalúa la ideación suicida mediante la valoración de pensamientos de muerte (ítems 1 y 2), ideación (ítems 3 y 4) e intentos de suicidio (ítem 5) en el último año. El sistema de respuesta para cada uno de los 5 ítems es dicotómico, Sí/No (puntuación 1 y 0, respectivamente). Las puntuaciones oscilan entre 0 y 5. La interpretación de los resultados implica que a mayor puntuación mayor frecuencia y gravedad de ideación suicida.
Fiabilidad: Las puntuaciones de la PSS en muestra de adolescentes españoles mostraron adecuados niveles de fiabilidad (Fonseca-Pedrero et al., 2018). El valor de confiabilidad obtenido mediante el coeficiente Omega para la muestra total fue de .82. La fiabilidad test-retest, con un intervalo de 3 meses, en la puntuación total de la PSS fue de .61. La consistencia interna en la validación española obtuvo un valor alfa de .93 para la puntuación total. En estudios posteriores la escala ha obtenido un alfa de Cronbach de .90 (Fonseca-Pedrero, Ortuño-Sierra, Inchausti, Rodríguez-Testal y Debbané, 2020).	Validez: En el estudio de Fonseca-Pedrero et al. (2018) el modelo unidimensional de la escala presentó adecuados índices de bondad de ajuste para la muestra de adolescentes españoles, lo que permite considerar la presencia de una única dimensión general de ideación suicida. Además, el modelo de invarianza de medición configural (primer paso) y de medición fuerte (segundo paso) entre hombres y mujeres presentó adecuados índices de bondad de ajuste. Estos resultados confirman la equivalencia factorial de las puntuaciones de la PSS y, por tanto, la ausencia de funcionamiento diferencial de sus ítems en función del sexo.

Referencias

Fonseca-Pedrero, E., Díez-Gómez, A., de la Barrera, U., Sebastian-Enesco, C., Ortuño-Sierra, J., Montoya-Castilla, I., … & Pérez-Albéniz, A. (2020). Conducta suicida en adolescentes: Un análisis de redes. Revista de Psiquiatría y Salud Mental. doi: doi.org/10.1016/j.rpsm.2020.04.007

Fonseca-Pedrero, E., Inchausti, F., Pérez-Gutiérrez, L., Aritio Solana, R., Ortuño-Sierra, J., Sánchez-García, M. A., … Pérez de Albéniz Iturriaga, A. (2018). Ideación suicida en una muestra representativa de adolescentes españoles. Revista de Psiquiatría y Salud Mental, 11(2), 76–85. doi: 10.1016/j.rpsm.2017.07.004

Fonseca-Pedrero, E., Ortuño-Sierra, J., Inchausti, F., Rodríguez-Testal, J. F., & Debbané, M. (2020). Beyond clinical high-risk state for psychosis: the network structure of multidimensional psychosis liability in adolescents. Frontiers in Psychiatry, 10, 967. doi: 10.3389/fpsyt.2019.00967

Ortuño-Sierra, J., Aritio-Solana, R., Del Casal, A. D. G., & Fonseca-Pedrero, E. (2020). Neurocognitive functioning in adolescents at risk for suicidal behaviors. Archives of Suicide Research, 1-15. doi: 10.1080/13811118.2020.1746938

Paykel, E. S., Myers, J. K. Lindenthal, J. J. y Tanner, J. (1974). Suicidal feelings in the general population: A prevalence study. The British Journal of Psychiatry, 124, 460-469. doi: 10.1192/bjp.124.5.460

Tríada Oscura Versión Corta (SD3)

Nombre: Tríada Oscura Versión Corta (Título en inglés: Short Dark Triad (SD3))
Autor: Paulhus y Williams, 2002 Adaptación: Pineda, Sandín y Muris (2020)	No. de ítems: 27
Tiempo aprox de aplicación: 8-10 minutos	Población a la que va dirigida: A partir de los 11 años.
Codificación Los autores de la escala original señalan que la versión de 27 ítems evalúa tres rasgos de personalidad: Maquiavelismo: Ítems 1, 2, 3, 4, 5, 6, 7, 8 y 9. Narcisismo: Ítems 10, 11, 12, 13, 14, 15, 16, 17 y 18. Psicopatía: Ítems 19, 20, 21, 22, 23, 24, 25, 26 y 27.
Fiabilidad: En el estudio original de Jones y Paulhus (2014), los tres constructos mostraron adecuada consistencia interna. La validación española también reveló buenas propiedades psicométricas y la confiabilidad de las traducciones al español de la escala SD3 fue aceptable (Pineda et al., 2020). Se calcularon los coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald. Los valores de alfa oscilaron entre .61 y .80 para el SD3. Los coeficientes omega estuvieron en general en un rango similar.	Validez: En el estudio de Jones y Paulhus (2014) los resultados revelaron una validez convergente con las variables externas consistentes con las hipótesis (Lee y Ashton, 2014). En la versión española del estudio de Pineda et al. (2020) se evaluaron las correlaciones entre los rasgos de la SD3, los rasgos de personalidad de Eysenck (neuroticismo, extraversión y psicoticismo) (EPQR-A), síntomas psiquiátricos (SA-45) y deseabilidad social (SDS). Las correlaciones entre las puntuaciones totales en las medidas de la Tríada Oscura y los rasgos EPQR-A revelaron que la puntuación total del SD3 solo se asoció significativa y positivamente con el psicoticismo (r= .28). Al observar las correlaciones con los miembros individuales de la Tríada Oscura y los rasgos de personalidad de Eysenck, se encontró que el maquiavelismo SD3 estaba asociado significativa y positivamente con el neuroticismo (r= .23). El narcisismo SD3 se correlacionó positivamente con la extraversión (r = .35). La psicopatía SD3 se asoció de manera significativa y positiva con el psicoticismo (r = .32).

Referencias:

Jones, D. y Paulhus, D. (2014). Introducing the Short Dark Triad (SD3). Assessment, 21(1), 28–41.

Lee, K. y Ashton, M. (2014). The Dark Triad, the Big Five, and the HEXACO model.

Personality and Individual Differences, 67, 2–5.

Paulhus, D. y Williams, K. (2002). The Dark Triad of personality: Narcissism,

Machiavellianism, and psychopathy. Journal of Research in Personality, 36(6), 556–563.

Pineda, D., Sandín, B. y Muris, P. (2020). Psychometrics properties of the Spanish version of two Dark Triad scales: The Dirty Dozen and the Short Dark Triad. Current Psychology, 39, 1873–1881

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CUESTIONARIOS PARA DOCENTES

Burnout (CBB)

Nombre: Cuestionario Breve de Burnout (CBB)
Autor: Moreno, Bustos, Matallana y Millares (1997) Adaptación:	No. de ítems: 9
Tiempo aprox de aplicación: 8-10 minutos	Población a la que va dirigida: Adultos
Codificación Los autores de la escala original (Moreno, Bustos et al.,1997), desde una perspectiva psicosocial y han planteado un modelo del síndrome de burnout operacionalizado a través del Cuestionario Breve de Burnout (CBB) de 21 items, basándose en las tres dimensiones clásicas (agotamiento emocional, despersonalización y falta de realización en el trabajo) pero incorporando además medidas de factores antecedentes y consecuentes, por lo que consideran el desarrollo del síndrome como un proceso. En este proyecto se ha utilizado la escala de síndrome de burn-out, de 9 items, que incluye 3 factores: Cansancio emocional: Items 1, 2 y 3. Realización personal: Items 4, 5 y 6. Despersonalización: Items 7, 8 y 9. Por agotamiento emocional se entiende una pérdida progresiva de la capacidad de entrega en el trabajo; la despersonalización se compone de actitudes negativas y cínicas hacia el usuario así como hacia la organización donde el profesional ejerce; y la falta de realización personal hace referencia a una persona profesionalmente descontenta, desmotivada e insatisfecha (Seisdedos, 1997). En un estudio realizado con docentes de educación primaria y secundaria, Montero et al. (2009) realizaron un estudio de la estructura del CBB utlizando un análisis factorial mediante el método de componentes principales con rotación ortogonal varimax. Los resultados indicaron una solución de dos factores, los cuales explicaban el 53,63% de la varianza total, con unos autovalores de 3,68 en el primer factor (40,92% de la varianza inicial total) y 1,14 en el segundo (23,70%). Segúna los autores del estudio, el primero de ellos estaría constituido por todos los items propuestos inicialmente para la dimensión cansancio emocional (items 1, 2, 3), los cuales versan en torno al hecho de estar harto, quemado y de mal humor en el trabajo, más un item propuesto para despersonalización (item 7), que trata sobre las frecuentes y excesivas exigencias de los usuarios. Por otra parte, el segundo de los factores lo formarían dos ítems propuestos inicialmente para falta de realización personal (items 4 y 5), que hacen referencia a los escasos retos personales que ofrece el trabajo y al poco interés del sujeto por su desarrollo profesional, así como un item perteneciente a despersonalización (item 9), en el que se pone de manifiesto el interés por despersonalizar las relaciones con los usuarios. El sentido del primer factor tendría que ver con la irritación y el enojo que siente el sujeto en su puesto de trabajo, mientras que el segundo factor tendría que ver con la falta de desarrollo a nivel personal, social y profesional. Complementariamente Montero y colaboradores examinaron la solución de tres factores, en la que el tercer factor tenía un autovalor < 1. Dicho tercer factor explicaba el 9,95% de la varianza inicial total (los tres factores explicaban el 63,58% de la varianza total).
Fiabilidad: En el estudio original de Moreno et al. (1997) los valores de consistencia interna según el alpha de Cronbach del CBB fueron de .74 para la escala general de síndrome de burnout, .82 para la subescala cansancio emocionlal, .64 para la subescala de realización personal y .35 para la subescala de despersonalización. En el estudio con muestra de docentes de Montero et al. (2009), la fiabilidad obtenida para la escala general fue de .79. No se calculó la fiabilidad de las tres subdimensiones propuestas por Moreno et al. (1997) puesto que dicha estructura no fue apoyada empíricamente en su estudio. Además, se observó que la consistencia interna obtenida al eliminar cada item por separado de la escala global fue menor en todos los casos excepto para el item 9 («Procuro despersonalizar las relaciones con los usuarios de mi trabajo»), cuya eliminación la hacía subir hasta .81. Este resultado parece apoyar la idea de unidimensionalidad e indicaría la conveniencia de utilizar una única puntuación global de burnout como suma de sus componentes.	Validez: En el estudio original de Moreno et al. (1997), la validez convergente de la escala global de burnout del CBB respecto a un criterio establecido mediante el MBI (Inventario de “Burnout” de Maslach) adquiere un valor significativo de r = .688. En el estudio de Montero et al. (2009) se observó que la escala discriminaba por sexo y nivel de docencia, siendo los docentes varones y de enseñanzas secundarias los que obtuvieron puntuaciones significativamente mayores en burnout.

Referencias

Moreno, B., Bustos, R., Matallana, A., y Millares, T. (1997). La evaluación del Burnout. Problemas y alternativas. El CBB como evaluación de los elementos del proceso. Revista de Psicología del Trabajo y de las Organizaciones, 13, 185-207.

Montero, J., Campayo, J. G., & Andrés, E. (2009). Validez factorial de la estructura del Cuestionario Breve de Burnout (CBB) en una muestra de docentes en Aragón. Revista de Psicopatología y Psicología Clinica, 14(2), 123-132.

Seisdedos, N. (1997). MBI. Inventario de “Burnout” de Maslach: manual. Madrid: TEA.

Motivación Laboral para Profesorado (EEP)

Nombre: Escala de Motivación Laboral para Profesorado EEP (WTMST; Work Tasks Motivation Scale for Teachers)

Autor: Fernet, Senécal, Guay, Marsh y Dowson (2008)

Adaptación: Ruiz (2015)

No. de ítems: 18

Tiempo aprox de aplicación:

8-10 minutos

Población a la que va dirigida:

Profesorado de enseñanza primaria y secundaria

Codificación

El instrumento original evalúa la motivación laboral de los docentes mediante una escala de 15 ítems, distribuidos en cinco subescalas de tres ítems cada una: motivación intrínseca (e.g. Porque es agradable y placentera”), regulación identificada (e.g. “Porque me permite alcanzar objetivos que considero importantes para mí”), regulación introyectada (e. g. “Porque me sentiría mal de no haberme dedicado a la labor docente”), regulación externa (e.g. “Porque es mi trabajo”) y desmotivación (e.g. “No lo sé, no le veo la importancia”). Las respuestas se puntúan a través de una escala tipo Likert de siete puntos, desde 1 (Totalmente en desacuerdo) hasta 7 (Totalmente de acuerdo).

En la adaptación española realizada por Ruiz (2015) se incorporan 3 ítems más a la escala original, añadiendo al instrumento una subescala para la dimensión “regulación integrada” (e.g. “Porque me permite vivir con mis valores”).

Motivación intrínseca: Ítems 1,2 y 3

Regulación identificada: Ítems 4, 5 y 6

Regulación introyectada: Ítems 7, 8 y 9

Regulación externa: Ítems 10, 11 y 12

Desmotivación: Ítems 13, 14 y 15

Regulación integrada: Ítems 16, 17 y 18

Fiabilidad: La validez interna de la escala original varía de .83 a .96 (media r=.92) para la motivación intrínseca, .72 a .89 (media r=.82) para la regulación identificada, .79 a .89 (media r=.85) para la regulación introyectada, .64 a .87 (media r=.76) para la regulación externa y .75 a .81 (media r=.77) para la desmotivación. En estudios posteriores se han obtenido valores de consistencia interna adecuados en las diferentes subescalas (Fernet, Trépanier, Austin y Levesque-Côté, 2016; Fernet, Chanal y Guay ,2017; Irnidayanti, Maulana, Helms-Lorenz y Fadhilah, 2020; ; Kaldi y Xafakos, 2017). En la adaptación española realizada por Ruiz (2015) se obtuvieron valores de .87 para la motivación intrínseca, de .89 para la regulación identificada y la integrada, de .75 para la introyectada, de .52 para la regulación externa y de .82 para la desmotivación.

Validez: En el estudio original de Fernet et al. (2008) los análisis correlacionales respaldaron la validez convergente y divergente del WTMST. Con respecto a la validez convergente, todas las correlaciones fueron positivas y significativas para cada tipo de motivación. Las correlaciones mostraron interrelaciones positivas bajas para la motivación intrínseca (.15 a .47; media r = .29) y regulación identificada (.21 a .54; media r = .37), interrelaciones moderadas y positivas para regulación introyectada (.51 a .75; media r = .63), regulación externa (.27 a .71; media r = .55) y desmotivación (.33 a .64; media r = .44). Con respecto a la validez divergente, los resultados indicaron que las correlaciones convergentes (media r = .46) eran más altas que las correlaciones divergentes (media r = .14).

En la adaptación al español realizada por Ruiz (2015), la estructura factorial fue evaluada y se comprobó que los índices obtenidos fueron adecuados: χ 2 /gl = 2.3, CFI = .90, IFI = .90, RMSEA = .08, SRMR= .05. En el citado estudio, la puntuación más elevada se observó en regulación identificada seguida de la motivación intrínseca, motivación integrada, regulación introyectada, regulación externa y desmotivación. Estos resultados siguen la línea de lo observado en otros estudios (véase Fernet et al., 2017; Ruiz, Moreno-Murcia y Vera, 2015). Por otro lado, en el análisis de correlación desarrollado, la motivación intrínseca correlacionó positiva y significativamente con la motivación integrada, regulación identificada e introyectada, y negativa y significativamente con la desmotivación. La motivación integrada correlacionó positiva y significativamente con la regulación identificada y la regulación introyectada. La regulación identificada correlacionó positiva y significativamente con la regulación introyectada, y negativa y significativamente con la desmotivación. La regulación introyectada correlacionó positiva y significativamente con la regulación externa.

Referencias

Fernet, C., Chanal, J., & Guay, F. (2017). What fuels the fire: job-or task-specific motivation (or both)? On the hierarchical and multidimensional nature of teacher motivation in relation to job burnout. Work & Stress, 31, 145-163.

Fernet, C., Trépanier, S. G., Austin, S., & Levesque-Côté, J. (2016). Committed, inspiring, and healthy teachers: How do school environment and motivational factors facilitate optimal functioning at career start?. Teaching and Teacher Education, 59, 481-491.

Fernet, C., Senécal, C., Guay, F., Marsh, H., & Dowson, M. (2008). The work tasks motivation scale for teachers (WTMST). Journal of Career assessment, 16(2), 256-279.

Irnidayanti, Y., Maulana, R., Helms-Lorenz, M., & Fadhilah, N. (2020). Relationship between teaching motivation and teaching behaviour of secondary education teachers in Indonesia (Relación entre la motivación docente y el comportamiento docente en profesores de educación secundaria en Indonesia). Journal for the Study of Education and Development, 43, 271-308.

Kaldi, S., & Xafakos, E. (2017). Student teachers’ school teaching practice: The relation amongst perceived self-competence, motivation and sources of support. Teaching and Teacher Education, 67, 246-258.

Moreira-Fontán, E., García-Señorán, M., Conde-Rodríguez, Á., & González, A. (2019). Teachers’ ICT-related self-efficacy, job resources, and positive emotions: Their structural relations with autonomous motivation and work engagement. Computers & Education, 134, 63-77.

Ruiz, M. (2015), Soporte de autonomía, motivación y educación. Consecuencias contextuales y globales. Tesis Doctoral. Publicaciones de la Universidad Miguel Hernández de Elche.

Ruiz, M., Moreno-Murcia, J. A. & Vera, J. A. (2015). Del soporte de autonomía y la motivación autodeterminada a la satisfacción docente. European Journal of Education and Psychology, 8, 68-75.

Percepción del Alumno/a por el Profesorado (PROF-A)

Nombre: Escala de Satisfacción Laboral Docente
Autor: Ruiz (2015) Adaptación:	No. de ítems: 5
Tiempo aprox de aplicación: 4-5 minutos	Población a la que va dirigida: Profesorado de enseñanza primaria y secundaria
Codificación La escala está formada por cinco ítems agrupados en un solo factor (e.g. “Estoy satisfecho con mi labor docente”). La sentencia previa fue “Satisfacción con tu labor docente…”. Las respuestas son valoradas a través de una escala tipo Likert que oscila desde 1 (Totalmente en desacuerdo) a 7 (Totalmente de acuerdo).
Fiabilidad: Los resultados del análisis de la consistencia interna de la escala mostraron un coeficiente alfa de Cronbach .83. (Ruiz, 2015).	Validez: El análisis factorial exploratorio (AFE) llevado a cabo por Ruiz (2015), utilizó una muestra independiente de 96 docentes españoles de Educación Secundaria (M = 36.11, DT = 12.23) con edades comprendidas entre los 27 y 58 años. Tras el AFE, los ítems quedaron agrupados en un único factor con un autovalor por encima de 1.00 (3.13) y una varianza total explicada del 62.76%. El análisis factorial confirmatorio (AFC) mostró resultados adecuados: χ2/g.l. = 2.1; CFI = .92; IFI = .92; RMSEA = .08; SRMR = .06. La puntuación media obtenida por los docentes en satisfacción laboral fue de 5.22.

Referencias

Fernet, C., Guay, F., Senécal, C., & Austin, S. (2012). Predicting intraindividual changes in teacher burnout: The role of perceived school environment and motivational factors. Teaching and teacher education, 28, 514-525.

Fernet, C., Senécal, C., Guay, F., Marsh, H., & Dowson, M. (2008). The work tasks motivation scale for teachers (WTMST). Journal of Career assessment, 16, 256-279.

Ruiz, M. (2015), Soporte de autonomía, motivación y educación. Consecuencias contextuales y globales. Tesis Doctoral. Publicaciones de la Universidad Miguel Hernández de Elche.

Ruiz, M., Moreno-Murcia, J. A. & Vera, J. A. (2015). Del soporte de autonomía y la motivación autodeterminada a la satisfacción docente. European Journal of Education and Psychology, 8, 68-75.

Satisfacción Laboral Docente

Nombre: Escala de Percepción del Alumno/a por el/la Profesor/a (PROF-A)
Autor: Basada en una idea original de García-Bacete (1989) el Grupo Lisis elaboró la Escala de Evaluación del Alumno por el Profesor (Cava y Musitu, 1999). Adaptación: La escala PROF-A es una nueva versión ampliada y actualizada por el Grupo Lisis.	No. de ítems: 17
Tiempo aprox de aplicación: 5 minutos	Población a la que va dirigida: Profesorado de Enseñanza Secundaria.
Codificación La presente escala evalúa la percepción del alumnado por el profesorado. El Análisis Factorial Exploratorio realizado ofrece la siguiente estructura: Ajuste social: (ítems: 1 2 3 4 – (ítem 5)) Competencia académica: (ítems: 6 7 8 9) Implicación familiar: (ítems: 10 11 12 13) Relación del profesor con el alumno/a: (ítems: 4 15 16 17)
Fiabilidad: La fiabilidad total de la escala medida a través del alpha de Cronbach es de .87. La fiabilidad de los factores es de: .92, .93, .93 y .98 respectivame	Validez: Se han obtenido correlaciones positivas y significativas entre el ajuste social y la comunicación abierta con la madre y con el padre, con la violencia relacional en la escuela, y con la empatía, así como correlaciones negativas con la comunicación ofensiva con el padre y con la madre. La competencia académica muestra correlaciones positivas y significativas con la comunicación abierta con la madre y negativa con la violencia relacional en la escuela. También, la implicación familiar correlaciona de modo positivo y significativo con la comunicación abierta con la madre y con la empatía. La relación entre alumnado y profesorado correlaciona de manera positiva y significativa con la empatía. Respecto de la validez discriminante, se han obtenido puntuaciones más elevadas en las chicas que en los chicos en las dimensiones: integración social, rendimiento académico, relación alumnado-profesorado.

Referencias
En proceso de contrastación y diseminación.

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NATURALEZA

Se añadirán nuevos intrumentos próximamente

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Información

En esta sección se recogen las escalas y cuestionarios que hemos utilizado en nuestras investigaciones, así como una breve guía para su aplicación.

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