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Instrumentos y Fichas 2013-2016

Características

Nombre: Escala de Actitudes hacia la Autoridad Institucional en adolescentes (AAI-A)

Autor: Cava, Estévez, Buelga y Musitu (2013)

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 ítems9

Tiempo aproximado de aplicación: 5-8 minutos.

Población a la que va dirigidaA 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)

Propiedades psicométricas

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.  

CUESTIONARIO

Características

Nombre: Toronto Alexithymia Scale (TAS-20)

AutoresBagby, Parker y Taylor (1994)

Adaptación: Moral de la Rubia y Retamales (2000)

Nº de ítems: 20

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. 

CUESTIONARIO

Características

Nombre: Cuestionario de Esquema Interpersonal Asertivo (AISQ)

Autores: Kline (2000) y Kline (2005)

Adaptación: Vagos y Pereira (2010)

Nº de ítems: 21

Codificación

La escala está constituida por 4 subescalas: apoyo emocional externohabilidad personal prácticagestión 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.

CUESTIONARIO

Características

Nombre: Autoconcepto Forma-5 (AF-5)

Autor: García y Musitu (1999)

Nº de ítems: 30

Tiempo aproximado 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)

Propiedades psicométricas

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.

CUESTIONARIO

Autoestima en la adolescencia: análisis y estrategias de intervención

Características

Nombre:Escala de Violencia en las Relaciones de Parejas Adolescentes (CADRI; Conflict in Adolescent Dating Relationships Inventory)

Autor:Wolfe, Scott, Reitzel-Jaffe, Wekerle, Grasley y Pittman (2001)

Adaptación:Fernández-Fuertes, Fuertes y Pulido (2006)

Nº de ítems:34

Tiempo aproximado de aplicación:10-12 minutos

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

Codificación

La escala original cuenta con 70 ítems, que evalúan los comportamientos violentos contra la pareja y experiencias de victimización. Se utilizan 3 sub-escalas de la versión española del CADRI. Se evalúan tanto los comportamientos violentos contra la pareja (17 ítems) como la victimización (17 ítems). Estas subescalas se agrupan en 6 factores:

Violencia Relacional:(ítems: 1 8 17)

Violencia verbal-emocional:(ítems: 2 3 5 6 7 9 10 11 13 15)

Violencia física:(ítems: 4 12 14 16)

Victimización Relacional: (ítems: 1 8 17)

Victimización verbal-emocional: (ítems: 2 3 5 6 7 9 10 11 13 15)

Victimización física:(ítems: 4 12 14 16)

Propiedades Psicométricas

Fiabilidad:La consistencia interna de la escala original es de .83,  la fiabilidad test-retest también toma valores adecuados (= 0.68, < .001) (Wolfe et al., 2001). En estudios realizados con adolescentes españoles se han observado adecuadas propiedades psicométricas de esta escala (Fernández-Fuertes, Fuertes y Pulido, 2006; Fernández-Fuertes y Fuertes, 2010). En los análisis realizados en nuestra muestra, los coeficientes de fiabilidad (alpha de Cronbach) para la subescala de comportamientos violentos hacia la pareja es de .87 y para los factores se han obtenido los siguientes valores: .64, .83, y .79 respectivamente. La fiabilidad de la subescala de victimización es de .89 y los coeficientes obtenidos para los tres factores son los siguientes: .66, .85 y .80 respectivamente.

Validez:Se han encontrado correlaciones positivas y significativas entre las dimensiones de las subescalas de violencia y de victimización. También, se han obtenido 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 ha observado que los adolescentes con mayor implicación en actos de violencia contra la pareja (violencia relacional, verbal-emocional y física) tienen elevadas puntuaciones en sexismo hostil (en las dimensiones de paternalismo, diferenciación de género y sexualidad). Además, los adolescentes con elevadas puntuaciones en violencia relacional y verbal-emocional informan de puntuaciones elevadas en sexismo benévolo paternalista. Con respecto a la subescala de victimización, los adolescentes con elevadas puntuaciones en victimización física, verbal-emocional y relacional obtienen altas puntuaciones en sexismo hostil (en las dimensiones de paternalismo, diferenciación de género y sexualidad).

Referencias

-Archer, J., Fernández-Fuertes, A.A. y Thanzami, V.L. (2010), Does cost–benefit analysis or self-control predict involvement in two forms of aggression?. Aggressive Behavior, 36(5) 292–304.

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

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

CUESTIONARIO

Características

Nombre: Técnica de los Mapas Sociales Cognitivos (Centralidad Social)

Autor: Cairns y Cairns, 1994; Cairns, Xie y Leung (1998)

Adaptación:GREI (2009)

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.

Propiedades psicométricas

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

Características

Nombre: Escala de Clima Escolar (CES; ClassroomEnvironmentScale)

Autores: Moos y Trickett (1973)

Adaptación: Fernández-Ballesteros y Sierra (1989)

Nº de ítems: 30

La escala completa consta de 90 ítems. La dimensiónRelaciones Interpersonales está formada por 30 de estos ítems.

Tiempo aproximado de aplicación: 10-15 minutos

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

Codificación

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)

Propiedades Psicométricas

Fiabilidad: Esta escala ha sido utilizada en diversos estudios (Cava y Musitu, 1999, 2001; Cava, Murgui y Musitu, 2007; Cava, Musitu, Buelga y Murgui, 2010; Estévez, Murgui, Musitu y Moreno, 2008a, 2008b; Fraser y Fisher, 1983), mostrando índices de fiabilidad satisfactorios. En nuestros estudios, la fiabilidad (alpha de Cronbach) de estas tres subescalas oscila entre .63 y .82. En nuestra última investigación los valores obtenidos han sido los siguientes: .63 para la subescala de Implicación, .63 para la subescala de Amistad y ayuda entre alumnos y .68 para la subescala de Ayuda del profesor.

Validez: La dimensión de Relaciones discrimina en función de la edad: los adolescentes con edades comprendidas entre 10 y 12 años obtienen mayores puntuaciones en esta escala, en comparación con los adolescentes de entre 12 y 16 años (Cava y Musitu, 1999). En cuanto al estatus sociométrico, los alumnos populares, rechazados, ignorados y de estatus medio se diferencian en las subescalas de Implicación y de Ayuda percibida del profesor: los adolescentes ignorados perciben mayor grado de implicación de todos los alumnos en el aula, mientras que los adolescentes rechazados perciben significativamente menor grado de ayuda del profesor que los alumnos ignorados y los populares (Cava y Musitu, 2001). La dimensión de Relaciones muestra también correlaciones positivas con la autoestima y la satisfacción con la vida (Estévez, Murgui, Musitu y Moreno, 2008a; Jiménez y Lehalle, en prensa), y negativas con la percepción de soledad, la sintomatología depresiva, y la violencia y victimización escolar (Cava, 2011; Cava, Murgui y Musitu, 2007; Cava, Musitu, Buelga y Murgui, 2010; Estévez, Murgui, Musitu y Moreno, 2008b; Jiménez y Lehalle, en prensa; Moreno, Estévez, Murgui y Musitu, 2009).

Referencias

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

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

-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.

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

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

-Fernández-Ballesteros, R. y Sierra, B. (1989). Escalas de Clima Social FES, WES, CIES y CES. Madrid: TEA.

-Fraser, B.J. y Fisher, D.L. (1983). Use of actual and preferred Classroom Environment Scales in person-environment fit research. Journal of EducationalPsychology, 75(2), 303-313.

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

-Moos, R. H. y Trickett, E. J. (1973). Classroom Environment Scale manual. Palo Alto, CA: Consulting Psychologist Press.

-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.  

CUESTIONARIO

Características

Nombre:Escala de Clima Familiar (FES; Family Environment Scale)

Autores: Moos y Moos (1981)

Adaptación: Fernández-Ballesteros y Sierra (1989)

Nº de ítems27

La escala completa consta de 90 ítems. La dimensión de Relaciones Interpersonales está formada por 27 de estos ítems.

Tiempo aproximado 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).

Propiedades psicométricas

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.

-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., 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.  

CUESTIONARIO

Características

Nombre: Escalade Comunicación Padres-Adolescente (PACS; Parent-Adolescent Communication Scale)

Autor: Barnes y Olson (1982, 1985).

Adaptación: Equipo LISIS.

Nº de ítems20

Tiempo aproximado de aplicación: 9-11 minutos.

Población a la que va dirigidaA 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).

Propiedades psicométricas

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.

ValidezLa 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.

-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.
CUESTIONARIO

Características

Nombre: Escala de Conducta Violenta en la Escuela

Autor: Little, Henrich, Jones y Hawley (2003)

Adaptación: Equipo LISIS.

Nº de ítems25

Tiempo aproximado de aplicación: 8-10 minutos.

Población a la que va dirigidaA 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)

Propiedades psicométricas

FiabilidadEn 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. 

CUESTIONARIO

Características

Nombre: Escala de consumo de drogas

Autor: Carballo et al. (2011). Este instrumento se basa a su vez en la escala utilizada en la 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 aproximado de aplicación: 7-8 minutos

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

Codificación

Permite conocersi 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 consumo 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.

CUESTIONARIO

Características

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 aproximado 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).

Propiedades psicométricas

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.

-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.

-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.

-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.

-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.  

CUESTIONARIO

Características

Nombre: Escala de agresiones a través del teléfono móvil y de Internet (CYB-AG)

Autor: Buelga y Pons  (2012)

Nº de ítems: 10

Tiempo aproximado de aplicación: 5-8 minutos.

Población a la que va dirigidaA 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).

Propiedades psicométricas

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. 

CUESTIONARIO

Características

Nombre: Escala de Victimización a través del teléfono móvil y de Internet (CYB-VIC)

Autores: Buelga, Cava y Musitu (2012)

Nº de ítems: 18

Tiempo aproximado 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.

Propiedades Psicométricas

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 verba (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 Health32(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.

CUESTIONARIO

Características

Nombre:Basic Empathy Scale (BES)

Autor: Jolliffe y Farrington (2006)

Nº de ítems20

Tiempo aproximado de aplicación: 6-8 minutos

Población a la que va dirigidaA partir de los 10 años

Codificación

La escala consta de dos factores: Empatía Emocional y Empatía Cognitiva. La subescala de Empatía Emocional está compuesta por 11 ítems que evalúan el grado de congruencia emocional con las emociones de otra persona (p.ej. «Suelo sentirme triste después de estar con un amigo que está triste por algo»). La subescala de Empatía Cognitiva está compuesta por 9 ítems que miden la capacidad de entender la realidad desde el punto de vista de otra persona (p.ej. «Entiendo la felicidad de mis amigos cuando algo les va bien»).

Empatía emocional: : ítems 1 2 4 5 7 8 11 13 15 17 18

Los ítems 1, 7, 8, 13 y 18 son ítems invertidos (sus puntuaciones deben ser invertidas antes de sumar)

Empatía cognitiva: ítems 3 6 9 10 12 14 16 19 20

Los ítems 6, 19 y 20 son ítems invertidos (sus puntuaciones deben ser invertidas antes de sumar).

Propiedades psicométricas

Fiabilidad: La consistencia interna (alpha de Cronbach) de la subescala de empatía emocional es de 0.85 y de la subescala de empatía cognitiva de 0.79 (Jolliffe y Farrington, 2006). En estudios posteriores se han encontrado valores del alpha de Cronbach de 0.74 y 0.67, respectivamente (Micó-Cebrián y Cava, en prensa).

ValidezLa 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, en prensa).

Referencias

-Albiero, P., Matricardi, G., Speltri, D. & Toso, D. (2009). The assessment of empathy in adolescence: A contribution to the Italian validation of the »Basic Empathy Scale». Journal of Adolescence, 32, 393-408

-D’Ambrosio, F., Oliver, M., Didon, D. & Besche, C. (2009). The basic empathy scale: A French validation of a measure of empathy in youth. Personality and Individual Differences, 46, 160–165.

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

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

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

-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.

-Sekol, I. y Farrington, D. (2010). The overlap between bullying and victimization in adolescent residential care: Are bully/victim a special category? Children and Youth Services Review, 32, 1758-1769.  

CUESTIONARIO

Características

Nombre: Cuestionario de Estilo Interpersonal para Adolescentes (CEI-A)

Autores: Bowen (1986).Adaptación:Grupo LISIS (2013)

Este instrumento se ha adaptado de la escala anteriormente citada para población adolescente de entre 12 y 20 años.

Nº de ítems: La escala original está compuesta por 18 ítems. La Adaptación para adolescentes está compuesta por 11 ítems.

Tiempo aproximado de aplicación: 5-8 minutos.

Población a la que va dirigida: De 12 a 20 años.

Codificación.

Este cuestionario permite evaluar el estilo de comunicación interpersonal que expresan los adolescentes. En la escala original, se han obtenido los estilos asertivo y pasivo-agresivo. En la adaptación realizada para población adolescente, el Análisis Factorial Exploratorio ofrece los siguientes dos factores, que coinciden en gran parte con los propuestos por el autor. El Análisis Factorial Confirmatorio efectuado avala esta estructura con un ajuste adecuado.

Asertividad: (ítems 2 4 6 8 9 11)

Agresividad: (ítems 1 3 5 7 10)

Propiedades Psicométricas

Fiabilidad: La fiabilidad total de la escala (alpha de Cronbach) es de .67. La fiabilidad de los factores es de: .70 y .68, respectivamente.

Validez: El estilo agresivo correlaciona de modo positivo y significativo con la comunicación ofensiva y evitativa con el padre y con la madre, y correlaciona negativa y significativamente con la empatía. El asertivo correlaciona de modo positivo con la comunicación abierta con el padre y con la madre, así como con la empatía. Respecto de la validez discriminante, se ha observado que los chicos obtienen puntuaciones más elevadas que las chicas en el estilo agresivo, mientras que las chicas obtienen puntuaciones más elevadas en  asertividad.

Referencias

-Sánchez Santa-Bárbara, E. (1995). Estilos de dirección en la Administración Pública. En A. Rodríguez Fernández (Ed.). Los Recursos Humanos en las Administraciones Públicas (pp. 395-437). Madrid: Tecnos. 

CUESTIONARIO

Características

Nombre:Escala de Estrés Percibido- EEP(PSS4; Perceived Stress Scale)

Autor: Cohen, Kamarck y Mermelstein (1983); Cohen y Williamson (1988)

Adaptación:Herrero y Meneses (2006)

Nº de ítems: 4

Tiempo aproximado de aplicación: 4-5 minutos.

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

Codificación

Estrés Percibido: (ítems 1 4) (10- (ítems 2 3))

Propiedades psicométricas

Fiabilidad: La validez interna de la escala original varía de .78 a .91 (Cohen y Janicki-Deverts, 2010). La fiabilidad test-retest de la escala en muestra española, según el alpha de Cronbach, es de .77 y .78 (Remor, 2006). En nuestra última investigación, el alpha de Cronbach obtenido ha sido .64.

Validez:Estudios previos indican que esta escala ofrece una adecuada medida general del estrés percibido por los adolescentes (Estévez, Musitu y Herrero, 2005; Herrero y Meneses, 2006; Remor, 2006). Respecto a la validez, esta medida correlaciona positivamente con la presencia de sintomatología depresiva, conflictos familiares, problemas en la comunicación familiar y problemas de conducta en la adolescencia (Estévez, Musitu y Herrero, 2005, Herrero, Estévez y Musitu, 2006). Las correlaciones son negativas en el caso de la percepción de apoyo social y la existencia de una elevada autoestima (Estévez, Martínez, Herrero y Musitu, 2006). Por otro lado, se han encontrado diferencias en esta escala en función del sexo y edad, tanto con la escala original (Cohen y Williamson, 1988), como con la escala adaptada y muestra española (Herrero y Meneses, 2006; Remor, 2006).

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. 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.

-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.

CUESTIONARIO

Características

Nombre: Escala para la Evaluación de los Activos del Barrio

Autor: Oliva, Antolín y López (2012).

Nº de ítems22

Tiempo aproximado de aplicación: 8-10 minutos.

Población a la que va dirigidaA 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).

Propiedades psicométricas

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)

ValidezTodas 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. Tambiéndiscrimina entre adolescentes normalizados y adolescentes con problemas de ajuste en la medida en que éstos obtienen puntuacionessignificativas inferiores respecto del sentimiento de apego manifestado hacia su barrio de residencia (Antolín, 2011; Oliva et al. 2012; Oliva, Antolín, Estévez y Pascual, 2012).

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. 

CUESTIONARIO

Características

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 aproximado 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.

Propiedades Psicométricas

FiabilidadSe 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 

CUESTIONARIO

Características

Nombre: Escala de Identificación Grupal

Autor: Tarrant (2002)

Adaptación: Cava, Buelga, Herrero y Musitu (2011)

Nº de ítems: 13

Este cuestionario incluye también un apartado previo, integrado por 6 preguntas abiertas, en las que se recoge información general sobre las características del grupo con el que el adolescente se identifica.

Tiempo aproximado 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)

Propiedades psicométricas

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. 

CUESTIONARIO

Características

Nombre: Escala de Malestar Psicológico de Kessler K10 (Kessler Psychological Distress Scale K10)

Autores Kessler y Mroczek (1994)

Adaptación Alonso, Herdman, Pinto y Vilagut (2010), Sánchez-Sosa, Villareal-González y Musitu (2011)

Nº de ítems 10

Tiempo aproximado 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)

Propiedades psicométricas

Fiabilidad: La escala presenta una adecuada consistencia interna (alpha de Cronbach= .88).

ValidezLa 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. 

CUESTIONARIO

Características

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). La escala PROF-A es una nueva versión ampliada y actualizada por el Grupo Lisis.

Nº de ítems17

Tiempo aproximado de aplicación: 5 minutos.

Población a la que va dirigidaProfesorado 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)

Propiedades psicométricas

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 respectivamente.

ValidezSe 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

-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. Información Psicológica, 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. (1999c). Evaluación de un programa de intervención para la potenciación de la autoestima. Intervención Psicosocial, 8(3), 369-383.

-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.

-García-Bacete, F. J. (1989). Los niños con dificultades de aprendizaje y ajuste escolar: aplicación y evaluación de un modelo de intervención con padres y niños como co-terapeutas. Tesis Doctoral. Universitat de València.

-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(3), 387-400.

-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 behaviour and victimization at school on psychological distress: the role of parents and teachers. Adolescence, 40, 183-196.

-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.

-Martínez, B., Povedano, A., Amador, L.V. y Moreno, D. (2012). Clima escolar, satisfacción con la vida y victimización en la escuela. Un análisis del efecto moderador del género. Anales de Psicología, 28(3), 875-882.

-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. 

CUESTIONARIO

Características

Nombre: Escala de  socialización en la red social (e-SOC39)

Autores: Grupo LISIS (2013).

Nº de ítems: 39

Tiempo aproximado 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)

Propiedades Psicométricas

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. Con respecto a la validez de contenido, 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.
CUESTIONARIO

Características

Nombre: Escala de Reputación Social (Reputation Enhancement Scale)

Autores: Carroll, Houghton, Hattie y Durkin (1999)

Adaptación: Grupo LISIS.

Nº de ítems: 15

Tiempo aproximado 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.

Propiedades Psicométricas

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.

-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.

-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. 

CUESTIONARIO

Características

Nombre: Escala de Satisfacción con la Vida

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

Adaptación al españolAtienza, Pons, Balaguer y García-Merita (2000)

Nº de ítems: 5

Tiempo aproximado de aplicación: 3-4 minutos

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

Codificación

La escala ofrece un índice general de satisfacción global con la vida.

Satisfacción con la Vida: (ítems 1 2 4) (10 – (ítems 3 5))

Propiedades Psicométricas

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.

-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.

-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.

-Ozguven, N., y Mucan, B. (2013). The relationship between personality traits and social media use. Social Behavior and Personality: an international journal, 41(3), 517-528.

-Videra-García, A., y Reigal-Garrido, R. E. (2013). Autoconcepto físico, percepción de salud y satisfacción vital en una muestra de adolescentes. Anales de Psicología, 29(1), 141-147.

-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. 

CUESTIONARIO

Características

Nombre: Inventario de Sexismo Ambivalente para Adolescentes (ISA-A) (ASI; Ambivalent Sexism Inventory)

Autores: Glick y Fiske (1996)

AdaptaciónLemus, Castillo, Moya, Padilla y Ryan (2008)

Nº de ítems: 20

Tiempo aproximado 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)

Propiedades Psicométricas

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 sub-escala Sexismo Hostil y entre .77 y .80 en la sub-escala 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), 37-53. 

CUESTIONARIO

Características

Nombre: Escala de Depresión del Centro de Estudios Epidemiológicos de Estados Unidos (CES-D; Center for Epidemiologic Studies Depression Scale) .

Autores: Radloff (1977)

Adaptación: Herrero y Meneses (2006)

Nº de ítems: 7

Tiempo aproximado 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))

Propiedades Psicométricas

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 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. 

CUESTIONARIO

Características

Nombre: Escala de Socialización Parental (ESPA 29)

Autores: Musitu y García (2001)

Nº de ítems: 212 (106 ítems paralelos para cada figura paterna; madre y padre)

Tiempo aproximado 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. Los pasos a seguir, para las respuestas de cada uno de los padres, son los siguientes:

Aceptación/Implicación

Afecto: () se suman las puntuaciones de las celdillas  «Me muestra cariño«. Pd Afecto =  (∑)/13.

Indiferencia: () se suman las puntuaciones de las celdillas  «Se muestra indiferente«. Pd Indiferencia =  (∑)/13.

Diálogo: () se suman las puntuaciones de las celdillas  «Habla conmigo«. Pd Diálogo =  (∑)/16.

Displicencia: () se suman las puntuaciones de las celdillas  «Le da igual«. Pd Displicencia =  (∑)/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 AfectoPd IndiferenciaPd DiálogoPd Displicencia y Pd Aceptación/Implicación)  tienen un valor cuyo rango está comprendido entre 1 y 4.

Coerción/Imposición

Privación: () se suman las puntuaciones de las celdillas  «Me priva de algo«. Pd Privación =  (∑)/16.

Coerción verbal: () se suman las puntuaciones de las celdillas  «Me riñe«. Pd Coerción verbal =  (∑)/16.

Coerción física: () se suman las puntuaciones de las celdillas  «Me pega«. Pd Coerción física =  (∑)/16.

La puntuación directa de la dimensión de Coerción/Imposición se obtiene a partir de las de las tres subescalas.

PdCoerción/Imposición= (PdPrivación PdCoerción verbal PdCoerción física)/3

Todas las puntuaciones directas (Pd PrivaciónPd Coerción verbalPd 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:

imagen

Figura 1. Representación en el plano de socialización de los estilos educativos de los dos padres

Propiedades Psicométricas

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 0,930; 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 [Un análisis intercultural de los efectos de la socialización familiar en el autoconcepto: España y Brasil]. 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//Parentalidad y autoestima en la adolescencia: El contexto portugués. Revista de Psicodidáctica, 18(2), 395-416. 

CUESTIONARIO

Características

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

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

Adaptación al español: Expósito y Moya (1993)

Nº de ítems: 20

Tiempo aproximado 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)

Propiedades Psicométricas

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.

-Ireland, J. L. y Power, C. L. (2004).Attachment, Emotional Loneliness, and Bullying Behaviour: A Study of Adult and Young Offenders. Aggressive behavior, 30, 298-312.

-Lasgaard, M. (2007). Reliability and validity of the Danish version of the UCLA Loneliness Scale. Personality and Individual Differences, 42, 1359-1366.

-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.

-Russell, D. W. (1996). UCLA Loneliness scale (version 3): reliability, validity, and factor structure. Journal of Personality Assessment, 66, 20-40.

-Russell, D., Peplau, L. A., y Cutrona, C. E. (1980). The revised UCLA loneliness Scale: Concurrent and discriminant validity evidence. Journal of Personality and Social Psychology, 39, 472-480.

-Segrin, Ch. (2003). Age moderates the relationship between social support and psychosocial problems. Human Communication Research, 29(3), 317-342. 

CUESTIONARIO

Validación cruzada de la factorización del Test UCLA de Soledad

Características

Nombre: Escala de Victimización en la Escuela

Autores: 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).

Nº de ítems: 22

Tiempo aproximado 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 21Permite 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.

Propiedades Psicométricas

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. 

CUESTIONARIO

Características

Nombre: Conflict Tactics Scales (CTS2) – versión hijos a padres

Autores: 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 aproximado 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: (ítem 3 4 5 6)

Violencia verbal: (ítem 1 2 10)

Violencia económica: (ítem 8 9)

Propiedades Psicométricas

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. 

CUESTIONARIO

Características

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

Autores: Grupo Lisis (2013)

Nº de ítems: 20

Tiempo aproximado 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 las redes sociales. Se utilizan 2 sub-escalas de 10 ítems cada una: e-victimización y e-violencia.

 El factor violencia recibida (e-victimización) está constituida por dos factores: 

e-Victimización:(ítem 7 8 9 10)

Control recibido (Control-R):(ítem 1 2 3 4 5 6)

El factor violencia emitida (e-violencia) está constituida por dos factores:

e-Violencia:(ítem 7 8 9 10)

Control emitido (Control-E):(ítem 1 2 3 4 5 6)

Propiedades Psicométricas

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

CUESTIONARIO

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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