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Instrumentos y Fichas 2019-2023

Cuestionarios para adolescentes

Características

Nombre: Cyberbullying. Screening de acoso entre iguales

Autor: Garaigordobil, 2013

Nº de ítems: 66

Tiempo aproximado de aplicación: 8-10 minutos

Población a la que va dirigida: adolescentes entre 11 y 18 años.

Codificación

Este instrumento incorpora 2 escalas, una sobre acoso y otra sobre ciberacoso. La escala de bullying o acoso “cara a cara” consta de 12 ítems que miden 4 ámbitos: físico, verbal, social y psicológico. La escala de cyberbullying evalúa 15 conductas relacionadas con el acoso cibernético (por ejemplo, robo de contraseña, llamar anónimamente para atemorizar, enviar mensajes ofensivos/insultantes, etc.). El screening informa de cuatro indicadores de bullying y cyberbullying: 1) Victimización (conductas de victimización que ha sufrido en el último año-víctima); 2) Agresión (conductas agresivas/acoso que ha realizado en el último año-agresor); 3) Observación (conductas agresivas/acoso que ha observado ejecutar a otros durante el último año-observador), y 4) Victimización- Agresiva (conductas de acoso que sufre como víctima y realiza como agresor). El análisis factorial evidenció una estructura configurada por 3 factores (víctimas/ agresores/ observadores) en bullying y cyberbullying que explican el 57.89% y 40.15% de la varianza (Garaigordobil, 2014). 

  • Bullying (12 ítems):
  • Físico: 1, 6 y 10
  • Verbal: 2, 7 y 11
  • Social: 3, 8 y 12
  • Psicológico: 4, 9 y 13
  • Item 5, se corresponde a: si la persona ha sido víctima de bullying, debe indicar, qué relación hay con el agresor. 
  • Ciberbullying (54 items):
  • Víctima/Cibervictima: ítems del 1 al 15 incluyendo los ítems a, b y c
  • Agresor/Ciberagresor: ítems del 16 al 30 incluyendo los ítems d, e y f
  • Observador: ítems 31 a 45 incluyendo los ítems g, h e i.

Propiedades psicométricas

Fiabilidad: En el estudio original de Garaigordobil (2014) realizado con adolescentes de 12 a 18 años los coeficientes alfa de Cronbach para la sección de bullying fueron: .81 para la puntuación total, .70 para victimización, .71 para agresión, .80 para observación. En la sección de ciberbullying la consistencia interna fue de .91 en la puntuación total, .82 en cibervictimización, .91 en ciberagresión y .87 en ciberobservación. Estudios posteriores realizados con muestras de adolescentes españoles han encontrado índices siempre superiores a .76 (De Luis & Landazabal, 2019; Garaigordobil & Machimbarrena, 2019; Larrain, & Garaigordobil, 2020)

Validez:  Los resultados de la validez convergente y divergente del instrumento (Garaigordobil, 2013) encuentran relaciones congruentes con variables exploradas en la literatura previa. En el citado estudio de 2014 se informa sobre nuevas relaciones entre estos constructos y variables de personalidad y estilos educativos parentales que permiten identificar un perfil de aquellas personas que no han sido víctimas ni agresores en el último año frente a otros patrones que aparecen en víctimas o en agresores. Por ejemplo, se encuentran correlaciones negativas del bullying y cyberbullying con empatía, adaptación social, amabilidad, responsabilidad social y autoestima, y positivas con conducta antisocial, neuroticismo, síntomas psicopatológicos, síntomas psicosomáticos, problemas escolares-académicos y estilo parental coercitivo con bajo grado de aceptación de los hijos (Garaigordobil, 2014, 2017).

Referencias

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

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

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

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

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

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

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Características

Nombre: Cyberbullying: Escala de ciberagresores (CYB-AGS)

Autor:  Buelga, Martínez-Ferrer, Postigo, Cava y Ortega-Barón, 2020

Nº de ítems: 18

Tiempo aproximado de aplicación: 5 minutos

Población a la que va dirigida: adolescentes entre 11 y 18 años.

Codificación

Este instrumento está formado por 18 ítems para evaluar el cyberbullying perpetrado por el agresor. Consta de dos subescalas para medir las ciberagresiones de tipo directo y de tipo indirecto. La subescala de ciberagresiones directas está formada por 8 ítems que miden conductas y ataques dirigidos directamente hacia la persona, de tipo verbal (e.g., “He enviado a alguien mensajes de burla para fastidiarle y molestarle”) y social (e.g., “He eliminado o bloqueado a alguien de grupos para dejarlo sin amigo”). La subescala de ciberagresiones indirectas consta de 10 ítems para medir conductas y ataques indirectos, en los que se utiliza la manipulación de contenidos (e.g. “He creado o manipulado videos o fotos de una persona), la suplantación de la identidad (e.g. “Me he hecho pasar por otra persona para decir o hacer cosas malas en Internet o en redes sociales”) y el hackeo (e.g. “He cambiado la contraseña de las redes sociales para que una persona no pueda entrar en sus cuentas o redes sociales).

El análisis factorial evidencia la estructura bifactorial de la escala, explicando el 53.11% de la varianza. El factor de ciberagresiones directas explica el 45.11% de la varianza y el factor de ciberagresiones indirectas explica el 8.01%.

Ciberagresiones directas (8 ítems): 1, 2, 4, 11, 13, 14, 15, 18

Ciberagresiones indirectas (10 ítems): 3, 5 ,6 ,7, 8, 9,10, 12,16, 17

Propiedades psicométricas

Fiabilidad: El coeficiente alfa de Cronbach de la escala total es de .89 la fiabilidad para la subescala de ciberagresiones indirectas es de .93 y de .86 para la subescala de ciberagresiones directas.

Validez:  Los resultados de validez convergente del instrumento hallan relaciones congruentes con variables exploradas en la literatura previa. La ciberagresión total y los factores de ciberagresión indirecta y directa correlacionan positivamente con las actitudes negativas hacia la escuela, ira actitudes hacia las transgresiones y violencia escolar. La ciberagresión total y los factores de ciberagresión indirecta y directa correlacionaron negativamente con las actitudes positivas hacia la autoridad

Referencias

Buelga, S., Postigo, J., Martínez-Ferrer, B., Cava, M. J., y Ortega-Barón, J. (2020). Cyberbullying among adolescents: psychometric properties of the CYB-AGS Cyber-Aggressor Scale. International journal of environmental research and public health17(9), 3090.

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

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

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

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Características

Nombre: Cyberbullying: Escala de cibervictimización (CYBVICS).

Autor:  Buelga, Martínez-Ferrer, Cava y Ortega-Barón, 2019

Nº de ítems: 18

Tiempo aproximado de aplicación: 5 minutos

Población a la que va dirigida: adolescentes entre 11 y 18 años.

Codificación

Este instrumento está formado por 18 ítems para evaluar la victimización por cyberbullying. Consta de dos subescalas para medir las cibervictimizaciones de tipo directo y de tipo indirecto. La subescala de cibervictimizaciones directas está formada por 8 ítems que miden conductas y ataques dirigidos directamente hacia la persona, de tipo verbal (e.g., “Me han enviado mensajes de burla para fastidiarme y molestarme”) y social (e.g., “Me han eliminado o bloqueado de grupos para dejarme sin amigo”). La subescala de cibervictimizaciones indirectas consta de 10 ítems para medir conductas y ataques indirectos, en los que se utiliza la manipulación de contenidos (e.g. “Han creado o manipulado videos o fotos mías), la suplantación de la identidad (e.g. “Se han hecho pasar por mí para decir o hacer cosas malas en Internet o en redes sociales”) y el hackeo (e.g. “Me han cambiado la contraseña de las redes sociales para que no pueda entrar en mis cuentas o redes sociales).

El análisis factorial evidencia la estructura bifactorial de la escala, explicando el 53.08% de la varianza. El factor de cibervictimizaciones directas explica el 43.85% de la varianza y el factor de ciberagresiones indirectas explica el 9.24%.

Cibervictimizaciones directas (8 ítems): 1, 2, 4, 11, 13, 14, 15, 18

Cibervictimizaciones indirectas (10 ítems): 3, 5 ,6 ,7, 8, 9,10, 12,16, 17

Propiedades psicométricas

Fiabilidad: El coeficiente alfa de Cronbach de la escala total es de .88 la fiabilidad para la subescala de cibervictimizaciones directas es de .92 y de .89 para la subescala de cibervictimizaciones indirectas.

Validez:  Los resultados de validez convergente del instrumento hallan relaciones congruentes con variables exploradas en la literatura previa. La cibervictimización correlaciona positivamente con la victimización escolar, la sintomatología depresiva, la comunicación ofensiva en la familia. La cibervictimización correlaciona negativamente con la autoestima familiar, la comunicación abierta con el padre y con la madre.

Referencias

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

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

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

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

Iranzo, B., Buelga, S., Cava, M. J., & Ortega-Barón, J. (2019). Cyberbullying, psychosocial adjustment, and suicidal ideation in adolescence. Psychosocial Intervention28(2), 75-81.

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Características

Nombre: Ciber-violencia en parejas adolescentes -Cib-VPA (Título en inglés Ciber- teen dating violence)

Autores: Muñiz-Rivas, 2017

Adaptación: Cava, M.J. & Buelga, S. (2018)

Nº de ítems: 10+10

Tiempo aproximado de aplicación: 8-10 minutos

Población a la que va dirigida: Adolescentes entre 11 a 17 años.

Codificación

La escala consta de dos subescalas diferentes de 10 items cada una. Una primera subescala, denominada Ciberacoso perpetrado (Cib-P), que evalúa conductas agresivas y de control perpetradas contra la pareja a través de las redes sociales compuesta por dos factores, ciberagresión (C-a) y cibercontrol (C-c). La segunda subescala, denominada Ciber- victimización (Cib-V), describe estas mismas conductas agresivas y de control (C-a y C-c), pero en este caso evalúa en qué medida los adolescentes han sufrido dichas conductas en su relación de pareja.

C-c: items 1, 2, 3, 4, 5

C-a: items 1, 2, 3, 4, 5

Puntuaciones altas en C-a y C-c en ambas escalas indican un alto grado de Cib-P y Cib-V, esto es, alta Cib-VPA lo que implica tanto situaciones de violencia perpetrada como de violencia sufrida a través de las redes sociales en parejas adolescentes.

Propiedades psicométricas

Fiabilidad:  En el estudio original de Muñiz. (2017), los items de la subescala Cib-P mostraron una adecuada consistencia interna (alfa de Cronbach de .80 y .86 para C-a y C-c respectivamente). La validación posterior con ambas escalas también reveló buenas propiedades psicométricas con muestra de adolescentes españoles (Cava & Buelga, 2018). En Cib-P se obtuvieron valores alfa de .94 y .97 para C-a y C-c respectivamente

 y en Cib-v de .92 y .97 en C-a y C-c respectivamente.

Validez: En el estudio original de Muñiz, (2017) los resultados apoyaron la validez convergente y de constructo del Cib-VPA. Las puntuaciones en Cib-P y Cib-v correlacionaron significativamente y en las direcciones esperadas con otros constructos con los que teóricamente se encuentran relacionados como variables de ajuste psicosocial familiares y escolares, es decir, correlacionaron positivamente con el conflicto familiar (tamaños del efecto de mediano a grande) y negativamente con un clima familiar y escolar favorable (tamaños del efecto de medianos a grandes) como la cohesión y  la expresividad familiar y la implicación, afiliación y percepción de ayuda del profesor en el ámbito escolar. En el estudio de validación (Cava & Buelga, 2018) se analizaron las correlaciones entre C-a y C-c y la violencia en parejas adolescentes, ya sea física, psicológica o relacional, perpetrada y sufrida fuera de redes sociales. Los resultados mostraron correlaciones positivas significativas entre la violencia de pareja, tanto perpetrada como recibida, fuera de redes sociales y la Cib-P y Civ-v, ya sea mediante C-c o la C-a (tamaños del efecto de medianos a grandes). En estudios posteriores (Cava, Buelga, Carrascosa, y Ortega-Barón, 2020) todas las variables correlacionan además de forma muy elevada y se destaca, entre otras una alta correlación entre la violencia física ejercida contra la pareja fuera de las redes sociales y la C-a, entre la violencia física sufrida fuera de las redes y la C-a, entre la violencia psicológica ejercida contra la pareja fuera de las redes y el C-c y entre la violencia de pareja psicológica sufrida por los adolescentes fuera de las redes sociales y el C-c.

Referencias

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

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

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

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

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

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

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

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Características

Nombre Original: Escala Básica de Empatía (Título en inglés: Basic Empathy Scale)

Autores: Jollife y Farrington, 2006

Nombre Escala: Escala Básica de Empatía Breve (Título en inglés: Basic Empathy Scale Brief)

Adaptación: Oliva, Antolin, Pertegal, Rios, Parra, Hernando y Reina (2011)

Nº de ítems: 9

Tiempo aproximado de aplicación: 5 minutos

Población a la que va dirigida: Adolescentes a partir de los 12 años.

Codificación

La escala original de Jollife y Farrington (2006) consta de 20 ítems. Los participantes deben responder indicando su grado de acuerdo con la expresión recogida en cada uno de los ítems en una escala que va de 1 (Totalmente en desacuerdo) a 5 (Totalmente de acuerdo). La versión breve de la escala (BES-B) fue desarrollada por Oliva et al. (2011) (BES-B) y evalúa con 9 ítems 2 dimensiones: empatía afectiva y empatía cognitiva. La empatía cognitiva se refiere a la percepción y comprensión de los otros. Tiene cinco ítems, (por ejemplo: “Después de estar con un amigo/a que está triste por algún motivo suelo sentirme triste”).  La empatía afectiva evalúa la reacción emocional provocada por los sentimientos de otras personas. Se compone de cuatro ítems, (por ejemplo: “cuando alguien está deprimido suelo comprender cómo se siente”). El sumatorio de ambas dimensiones proporciona una puntuación total de empatía.

Empatía afectiva: ítem1 + ítem2 + ítem3 + ítem6.

Empatía cognitiva: ítem4 + ítem5 + ítem7 + ítem8 + ítem9.

Empatía total: ítem1 + ítem2 + ítem3 + ítem4+ ítem5 + ítem6 + ítem7 + ítem8 + ítem9.

Las dimensiones de empatía que forman esta escala se presentan de forma positiva, por lo que cuanta más alta sea la puntuación obtenida por el adolescente mejor ajuste psicológico y conductual del adolescente.

Propiedades psicométricas

Fiabilidad:  En el estudio original de Oliva et al. (2011) la consistencia interna (alpha de Cronbach) de la subescala de empatía emocional es de .73 y de la subescala de empatía cognitiva de .63. En un estudio realizado en Lima se obtuvieron coeficientes de fiabilidad de alfa de Cronbach de .77 y .76 respectivamente (Merino-Soto y Grimaldo-Muchotrigo, 2015).

Validez: En el estudio original de Jollife y Farrington (2006) se obtuvieron unos buenos valores de validez de constructo. La empatía emocional correlaciona positivamente con la sensibilidad intercultural; siendo superiores las puntuaciones en empatía emocional en chicas y no encontrándose diferencias de género significativas en empatía cognitiva (Micó-Cebrián y Cava, 2014).

 Referencias

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

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

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

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

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

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

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

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

Micó-Cebrián, P., & Cava, M. J. (2014). Sensibilidad intercultural, empatía, autoconcepto y satisfacción con la vida en alumnos de educación primaria. Infancia y Aprendizaje37(2), 342-367.

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

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Características

Nombre: Cuestionario de Aceptación-Rechazo/Control Parental para adolescentes (Título en inglés: Child-Parental Acceptance-Rejection/Control Questionnaire, PARQ/C)

Autores: Rohner, 2005

Adaptación: Del Barrio, Ramírez-Uclés, Romero y Carrasco (2014)

Nº de ítems: 29

Tiempo aproximado de aplicación: 10-20 minutos

Población a la que va dirigida: Niños y adolescentes entre 7 y 17 años

Codificación

Las versiones que cumplimenta el niño sobre la madre y sobre el padre son idénticas excepto que los ítems se formulan en relación con la figura parental que corresponda. Todos los ítems se evalúan mediante una escala Likert de 4 puntos: 4 Casi siempre verdad, 3 Muchas veces verdad, 2 A veces verdad y, 1 Casi nunca verdad.

Los ítems se distribuyen en cinco escalas de la siguiente manera:

Cariño/afecto: 8 ítems (1, 4, 11, 15, 21, 23, 27, 29)

Hostilidad/agresión: 6 ítems (5, 8, 12, 17, 22, 24)

Indiferencia/negligencia: 6 ítems (2, 9, 13, 16*, 18, 28)

Rechazo indiferenciado: 4 ítems (6, 10, 19, 25)

Escala de Control: 5 ítems (3, 7, 14, 20*, 26)

* Ítems con puntuaciones invertidas

La suma de todos los ítems de las cinco escalas (con la escala de Cariño/afecto invertida) proporciona una medida global de aceptación-rechazo percibido cuyas puntuaciones oscilan desde 24 (máxima aceptación percibida) hasta 96 (máximo rechazo percibido). Por tanto, la escala puede ser denominada como rechazo parental. La escala de control se puntúa como escala independiente. Tras un análisis factorial confirmatorio, Del Barrio y colaboradores (2014) replicaron la estructura original en 4 factores más la dimensión de control de la adaptación española con una muestra de niños y adolescentes de entre 9 y 16 años.

Propiedades psicométricas

Fiabilidad: La validación española del cuestionario mostró una adecuada consistencia evaluada con el Alfa de Cronbach (Del Barrio et al. 2014). Específicamente, se obtuvo una puntuación de .88 para la escala total para ambas versiones (padre y madre). Respecto a la fiabilidad por dimensiones, en el caso de la versión del padre se obtuvo .90 para  cariño/afecto, .63 en rechazo indiferenciado, .65 en hostilidad/agresión, y .69 en indiferencia/negligencia; en el caso de la madre las puntuaciones fueron .85, .71, .58 y .68 respectivamente. En un estudio posterior realizado con muestra española de niños y adolescentes de entre 9 y 18 años, Ramírez-Uclés et al. (2017) obtuvieron índices totales similares, con un alfa de Cronbach de .87 para la escala total del padre y .85 para la de la madre.

Validez: En el estudio de adaptación del cuestionario (Del Barrio et al., 2014) se obtuvieron evidencias de validez de criterio. Específicamente se obtuvieron correlaciones positivas entre los factores negativos del PARQ/C (Hostilidad/agresión, Indiferencia/negligencia y Rechazo indiferenciado) y el desajuste psicológico y los problemas exteriorizados e interiorizados de los niños y adolescentes, mientras que la correlación es positiva con el factor (Cariño/afecto). También se evaluó la relación de los factores del cuestionario con escalas de poder y prestigio percibido de los padres e implicación paterna. Respecto del poder y prestigio percibido de los padres, en todos los casos se producen correlaciones positivas significativas, excepto en las escalas de afecto tanto paterno como materno, que se obtienen correlaciones negativas con el factor de prestigio. Respecto de la implicación paterna, en todos los casos se producen correlaciones negativas significativas con todas las escalas de crianza negativas y correlaciones positivas significativas con las escalas de crianza positivas, tanto en el caso de los padres como en el caso de las madres. En la misma línea, en el estudio posterior de Ramirez-Uclés et al. (2017) los resultados mostraron una correlación significativa y positiva entre el rechazo del padre y la madre y los siguientes indicadores de desajuste psicológico: hsotilidad agresión, autoestima negativa, autoadecuación negativa, falta de respuesta emocional, inestabilidad emocional y visión negativa del mundo. Sin embargo, se observaron correlaciones negativas entre la dependencia y la percepción rechazo de los padres, así como entre la dependencia y las otras variables de desajuste psicológico, mostrando que mayores niveles de dependencia se asocian con menos percepción rechazo, así como con niveles más bajos de desajuste psicológico.

Referencias

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

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

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

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Características

Nombre: Escala Paykel de Suicidio. PSS (Título en inglés: Paykel Suicide Scale)

Autor:  Paykel, Myers, Lindenthal y Tanner (1974)

Adaptación: Fonseca-Pedrero et al. (2018)

Nº ítems: 5

Tiempo aproximado de aplicación: 5 minutos

Población a la que va dirigida: Adolescentes entre 12 y 19 años.

Codificación

Este cuestionario evalúa la ideación suicida mediante la valoración de pensamientos de muerte (ítems 1 y 2), ideación (ítems 3 y 4) e intentos de suicidio (ítem 5) en el último año. El sistema de respuesta para cada uno de los 5 ítems es dicotómico, Sí/No (puntuación 1 y 0, respectivamente). Las puntuaciones oscilan entre 0 y 5. La interpretación de los resultados implica que a mayor puntuación mayor frecuencia y gravedad de ideación suicida.

Propiedades psicométricas

Fiabilidad: Las puntuaciones de la PSS en muestra de adolescentes españoles mostraron adecuados niveles de fiabilidad (Fonseca-Pedrero et al., 2018). El valor de confiabilidad obtenido mediante el coeficiente Omega para la muestra total fue de .82. La fiabilidad test-retest, con un intervalo de 3 meses, en la puntuación total de la PSS fue de .61. La consistencia interna en la validación española obtuvo un valor alfa de .93 para la puntuación total. En estudios posteriores la escala ha obtenido un alfa de Cronbach de .90 (Fonseca-Pedrero, Ortuño-Sierra, Inchausti, Rodríguez-Testal y Debbané, 2020).

Validez: En el estudio de Fonseca-Pedrero et al. (2018) el modelo unidimensional de la escala presentó adecuados índices de bondad de ajuste para la muestra de adolescentes españoles, lo que permite considerar la presencia de una única dimensión general de ideación suicida. Además, el modelo de invarianza de medición configural (primer paso) y de medición fuerte (segundo paso) entre hombres y mujeres presentó adecuados índices de bondad de ajuste. Estos resultados confirman la equivalencia factorial de las puntuaciones de la PSS y, por tanto, la ausencia de funcionamiento diferencial de sus ítems en función del sexo.

Asimismo, las puntuaciones de la PSS se asociaron positivamente con sintomatología depresiva, problemas emocionales y comportamentales, así como, experiencias psicóticas atenuadas. En contraste, y como era de esperar, la escala PSS correlacionó negativamente con autoestima, bienestar emocional, sentimientos de pertenencia al centro escolar, comportamiento prosocial y satisfacción con la vida (Fonseca-Pedrero et al., 2020). De manera similar, en el estudio de Ortuño-Sierra, Aritio-Solana, Díez y Fonseca-Pedrero (2020) las puntuaciones de PSS también correlacionaron negativamente con habilidades prosociales, y positivamente con dificultades emocionales y conductuales, problemas con los iguales e hiperactividad.

Referencias

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

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

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

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

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

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Características

Nombre: Cuestionario de Evitación y Fusión para Adolescentes (Título en inglés: Avoidance and Fusion Questionnaire for Youth)

Autores: Greco, Lambert y Baer, 2008

Adaptación: Valdivia, Martín-Albo, Zaldívar, Lombas y Jiménez (2017)

Nº de ítems: 17

Tiempo aproximado de aplicación: 8-10 minutos

Población a la que va dirigida: Adolescentes entre 11 a 17 años.

Codificación

Los autores de la escala original señalan que la versión de 17 ítems evalúa un factor de inflexibilidad psicológica (PI), que refleja dos procesos interrelacionados que caracterizan la PI: Fusión cognitiva (CF) y evitación experiencial (EA).

CF: Items 1, 2, 3, 4, 5, 10, 13 y 16.

EA: Items 6, 7, 8, 9, 11, 12, 14, 15 y 17.

Puntuaciones altas indican un alto grado de CF y EA, esto es, alta IP lo que implica la tendencia a fusionarse con el contenido de pensamientos y sentimientos, y actuar sobre dicho contenido regulando a la baja de alguna manera.

Propiedades psicométricas

Fiabilidad:  En el estudio original de Greco et al. (2008), los items del AFQ-Y mostraron una adecuada consistencia interna (alfa de Cronbach de .90 para el factor PI). La validación española también reveló buenas propiedades psicométricas con muestra de adolescentes españoles (Valdivia-Salas et al., 2017), con valores alfa de .87, .81 y .76 para PI, CF y EA respectivamente. En estudios posteriores se ha obtenido un alfa de Cronbach de .77 y un CRI (Graham, 2006) de .83 para PI (Valdivia-Salas et al. 2021).

Validez: En el estudio original de Greco et al. (2008) los resultados apoyan la validez convergente y de constructo del AFQ-Y. Las puntuaciones en AFQ-Y correlacionaron significativamente y en las direcciones esperadas con medidas de síntomas y funcionamiento, es decir, correlacionaron positivamente con ansiedad informada, quejas somáticas y comportamiento problemático (tamaños del efecto de medianos a grandes) y negativamente con la calidad de vida general (tamaños del efecto de medianos a grandes). Las puntuaciones en el AFQ-Y también correlacionaron significativamente (aunque menos consistentemente) con problemas de conducta calificados por el maestro, competencia académica y habilidades sociales; sin embargo, los tamaños del efecto para las calificaciones del maestro las calificaciones eran uniformemente pequeñas y, por lo tanto, deberían interpretarse con cuidado. Finalmente, el AFQ-Y correlacionó como se esperaba con procesos conceptualmente superpuestos (aceptación, atención plena y supresión de pensamientos), proporcionando apoyo inicial para la validez de constructo de esta medida (tamaños del efecto de medianos a grandes). Además, se observó que el AFQ-Y parece medir un proceso único, ya que las correlaciones con los síntomas y el funcionamiento de los niños siguieron siendo significativas después de controlar los efectos de constructos relacionados (es decir, aceptación, atención plena y supresión de pensamientos).

            En el estudio de validación (Valdivia-Salas et al., 2017) y en cuanto a la validez concurrente, las puntuaciones totales PI correlacionaron positivamente con la depresión y negativamente con la satisfacción con la vida. Por un lado, la relación de CF con depresión fue positiva y significativa y con satisfacción con la vida fue negativa y significativa. Por otro lado, EA solo mostró una relación positiva y significativa con satisfacción con la vida. Los resultados de validez predictiva mostraron que la fusión cognitiva y la evitación experiencial son dos procesos interrelacionados pero distintos que caracterizan a PI.

 

Referencias

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

Greco, L. A., Lambert, W., & Baer, R. A. (2008). Psychological inflexibility in childhood and adolescence: Development and evaluation of the Avoidance and Fusion Questionnaire

for Youth. Psychological Assessment, 20, 93-102. doi:10.1037/1040-3590.20.2.93

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

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

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Características 

Nombre: Escala de percepción de las necesidades psicológicas básicas (Título en francés: Échelle de Satisfacción des Besoins Psychologiques)

Autores: Gillet, Rosnet, & Vallerand (2008)

Adaptación: León, Domínguez, Núñez, Pérez, & Albo (2011).

Nº de ítems: 18 (15 en la versión final de León et al., 2011, no se tuvieron en cuenta los ítems 16-18 y no se utilizaron ítems invertidos)

Tiempo aproximado de aplicación: 6-10 minutos

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

 

Codificación

Percepción de Autonomía: ítems 1, 4, 7, 10, 13

Percepción de competencia: ítems inversos: 3, 12, 15; ítems: 6, 9, 16, 17, 18

Percepción de relaciones: ítems: 2, 5, 8, 11, 14

 

En el estudio original de Gillet et al. (2008), se realizó un análisis factorial exploratorio de componentes principales con rotación oblicua que evidenció tres factores que explicaban el 50,1% de la varianza. Esta estructura en tres factores fue confirmada en el mismo estudio a través de un análisis factorial confirmatorio.

Propiedades Psicométricas

 

Fiabilidad: En el estudio original (Gillet et al., 2008) los coeficientes alpha de Cronbach son de .72, .80 y .83 para las percepciones de competencia autonomía y relaciones respectivamente. En el estudio de adaptación de la escala (León et al., 2011) se calculó el alpha de Cronbach y el omega de Mc Donald. Los resultados mostraron valores de α = .75 y w = .77 para la percepción de autonomía, α = .86 y w = .87 para la percepción de competencia y α = .82 y w = .88 para la percepción de relaciones. En otros estudios realizados con adolescentes españoles, la fiabilidad obtenida según el alpha de Cronbach siempre ha obtenido valores por encima de .73 (Lombas & Esteban, 2018, Martín-Albo et al., 2015; Lombas et al., 2019).

 

Validez: Respecto a las evidencias de validez se destaca (Gillet et al., 2008), donde las percepciones de competencia, autonomía y relaciones muestran relaciones positivas y significativas con la motivación autodeterminada (motivación intrínseca y motivación extrínseca identificada), sin embargo, no se encuentran relaciones con formas no autodeterminadas de motivación (regulación introyectada, regulación externa y amotivación). Por tanto, estas relaciones confirman los postulados teóricos de la Teoría de la Autodeterminación (Decy & Ryan, 1985) y del modelo jerárquico de Vallerand (1997), y proporcionan, por tanto, una validez de constructo del instrumento. En el estudio de validación (León et al., 2011) para evaluar la validez concurrente se realizó un modelo de ecuaciones estructurales en el que el clima motivacional a la tarea predijo de forma positiva y significativa las necesidades psicológicas básicas y éstas, a su vez, la motivación intrínseca. En otros estudios, las puntuaciones de esta escala han correlacionado positivamente con satisfacción con la vida, autoestima, motivación intrínseca, y negativamente con estrés percibido, sintomatología depresiva y soledad (Lombas & Esteban, 2018, Martín-Albo et al., 2015; Lombas et al., 2019).

 

Referencias

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

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

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

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

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

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

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

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Características

Nombre: Inventario de Resistencia a la Presión Grupal (RPI) (Título en inglés: Resistance to Peer Influence)

Autores: Steinberg y Monahan (2007)

Adaptación: Estévez, E., Estévez, J. F. y Jiménez, T. (2021)

Nº de ítems: 10

Tiempo aproximado de aplicación: 5 minutos

Población a la que va dirigida: A partir de 10 años

Codificación

El inventario consta de 10 ítems con los que se evalúa la tendencia de la persona a evitar la presión ejercida por compañeros y amigos.

Ítems inversos: 2, 6 y 10

En cada ítem se describe la forma en la que interactúan socialmente dos tipos diferentes de personas (por ejemplo, “Algunas personas les siguen la corriente a sus amigos solo por verlos felices” y “Otras personas rechazan seguir la corriente a sus amigos, aunque esto disguste a esas amistades”). Para cumplimentar el inventario, el respondiente debe señalar con qué grupo de personas se identifica en mayor medida (el grupo de la izquierda o el grupo de la derecha) y en qué grado (para el grupo de la izquierda: 1 (“me define completamente”) y 2 (“me define un poco”) y para el grupo de la derecha: 3 (“me define poco”) y 4 (“me define completamente”).

Una puntuación alta indica una resistencia a la presión grupal alta, mientras que una puntuación baja indica una gran susceptibilidad a la influencia de los compañeros.

Propiedades psicométricas

Fiabilidad:  En el estudio original de Steinberg y Monahan, (2007) se analizó la consistencia interna del inventario en cuatro muestras distintas (menores con bajos ingresos, detenidos, juzgados por delitos graves y menores pertenecientes a comunidades similares a la de los grupos anteriores pero que no podían asignarse a ninguno de estos), utilizando tanto el alfa de Cronbach como el análisis factorial confirmatorio. Estos análisis indicaron una adecuada consistencia interna del inventario para cada una de las muestras estudiadas (el alfa de Cronbach fue .70, .76, .73 y .74, respectivamente). El análisis factorial confirmatorio también mostró buenos valores en las cuatro muestras en lo referente al índice de ajuste normalizado (NFI: .99, .99, .92 y .99, respectivamente), índice de ajuste no normalizado (NNFI: .98, .99, .92 y .99, respectivamente) e índice de ajuste comparativo (CFI: .99, .99, .94 y .99, respectivamente)

Validez: Los resultados obtenidos de los análisis de datos corroboran la validez del inventario como indicador del grado en que los individuos son capaces de resistir la presión de otros. Las puntuaciones en RPI correlacionaron negativamente con medidas de impulsividad (Escala de impulsividad de Barratt (Barratt Impulsiveness Scale); Patton, Stanford y Barratt, 1995) y de asunción de riesgos de conductas antisociales (Medida de percepción de riesgo de Benthin (Benthin Risk Perception Measure); Benthin, Slovic y Severson, 1993) ampliamente utilizadas. Las puntuaciones de RPI para la muestra de menores juzgados por delitos graves correlacionaron positivamente con medidas de control de impulsos (Inventario de Ajuste de Weinberger (Weinberger Adjustment Inventory); Weinberger y Schwartz, 1990) y negativamente con el ítem, «Me preocupa lo que los demás piensen de mí» de la Escala de ansiedad manifiesta en niños revisada (Revised Children’s Manifest Anxiety Scale (RCMAS); Reynolds y Richmond, 1985) y con conducta antisocial.

Estudios más recientes en población adolescente muestran que RPI correlacionó negativamente con frecuencia de episodios de consumo excesivo de alcohol (Di Guiseppi et al., 2018), abuso de sustancias y ansiedad social (Blöte, Miers y Westenberg, 2016). En el estudio de Peake, Dishion, Stormshak, Moore y Pfeifer, (2013) se observó que RPI mostró correlaciones negativas con la asunción de riesgos en el mundo real (evaluado mediante una medida de autoinforme acerca del uso de sustancias, la pertenencia a grupos de iguales problemáticos y la conducta antisocial). En contraste, en el estudio de Chen, Shi y Wang (2016) RPI correlacionó positivamente con autoestima.

Referencias

Chen, B. B., Shi, Z., & Wang, Y. (2016). Do peers matter? Resistance to peer influence as a mediator between self-esteem and procrastination among undergraduates. Frontiers in Psychology7, 1529. doi: 10.3389/fpsyg.2016.01529

> ABRIR (IRSB) INVENTARIO DE ROLES SEXUALES DE BEM

Características

Nombre: Inventario de Roles Sexuales de Bem (IRSB) (Título en inglés: Bem Sex Role Inventory)

Autores: Bem (1974)

Adaptación: Mateo y Fernández (1991)

Nº de ítems: 12

Tiempo aproximado de aplicación: 8-10 minutos

Población a la que va dirigida: Adolescentes y jóvenes entre 11 a 18 años.

Codificación

En el estudio original de Bem (1974) el inventario consiste en 60 adjetivos, 20 son estereotípicamente masculinos, 20 son femeninos y otros 20 no tienen tipificación de género. Se clasifica la muestra en tres categorías: masculina (M), femenina (F) y androginia (A). La adaptación de Mateo y Fernández (1991) con muestra española consta de 12 ítems que evaluan la adhesión de una persona a las características estereotipadas de feminidad con expresividad (FE) y masculinidad con instrumentalidad (MI).

FE: ítems 1,2 6, 7, 8, 11

MI: ítems 3, 4, 5, 9, 10, 12

Puntuaciones altas en FE o MI establece la asignación de los sujetos a uno u otro género a través de las características autodescriptivas.

Propiedades psicométricas

Fiabilidad:  En el estudio original de Bem (1974) Los ítems del IRSB, mostraron una adecuada consistencia interna (alfa de Cronbach de .90 para el factor M y F, Y .93 para el factor A)

La validación española también reveló buenas propiedades psicométricas con muestra de adolescentes españoles (Mateo y Fernández (1991), con valores alfa de .87 y .76 para MI y FE respectivamente. En estudios posteriores (García-Vega, García, & Fernández, 2005) se ha obtenido un alfa de Cronbach de .96 para IRSB.

Validez: En las investigaciones desarrolladas por Mateo y Fernández (1991), Páez y Vergara (1992), García-Vega et al., (2005) se han llevado a cabo las adaptaciones tanto para el contexto español, como para la investigación transcultural. Los principales atributos de estados afectivos se operacionalizan en tendencias de acción y conductas expresivas abiertas e instrumentales, constatando que las culturas expresivas refuerzan un patrón de mayor sensibilidad ante causas de emociones positivas, como la alegría, aunque también negativas como el enfado y la tristeza.

Por su parte, los sujetos de alta expresividad, controlando su pertenencia a culturas de mayor o menor masculinidad, manifiestan un mayor acuerdo con emociones asociadas a una mayor sensibilidad ante las relaciones sociales o relaciones con los demás. Estos resultados apoyan la validez convergente y de constructo del IRSB. En cuanto a al validez concurrente al analizar en qué medida los ítems del BSRI eran considerados como estereotípicamente masculinos, femeninos, los resultados obtenidos para los ítems de la escala de masculinidad muestran que, al diferenciar a las personas de la muestra por sexo, tan sólo se observaron diferencias estadísticamente significativas para un ítem, de modo que la proporción de chicos que consideran que ser ‘Ambicioso/a’ es característico de las mujeres es significativamente superior a la de chicas. Tanto los chicos como las chicas consideraron que los ítems de la escala de masculinidad del BSRI describían por igual a hombres y mujeres. 

Referencias

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

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

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

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

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

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Características 

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

Autores: Plouffe, Skalofske y Smith, 2017

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

Nº de ítems: 9

Tiempo aproximado de aplicación: 5-8minutos

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

Codificación 

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

Propiedades psicométricas

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

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

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

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

Referencias: 

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

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

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

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

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

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Características 

Nombre: Tríada Oscura Versión Corta (Título en inglés: Short Dark Triad (SD3))

Autores: Paulhus y Williams, 2002

Adaptación: Pineda, Sandín y Muris (2020)

Nº de ítems: 27

Tiempo aproximado de aplicación: 8-10 minutos

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

Codificación

 Los autores de la escala original señalan que la versión de 27 ítems evalúa tres rasgos de personalidad:

Maquiavelismo: Ítems 1, 2, 3, 4, 5, 6, 7, 8 y 9.

Narcisismo: Ítems 10, 11, 12, 13, 14, 15, 16, 17 y 18.

Psicopatía: Ítems 19, 20, 21, 22, 23, 24, 25, 26 y 27.

Propiedades psicométricas

 Fiabilidad: En el estudio original de Jones y Paulhus (2014), los tres constructos mostraron adecuada consistencia interna. La validación española también reveló buenas propiedades psicométricas y la confiabilidad de las traducciones al español de la escala SD3 fue aceptable (Pineda et al., 2020). Se calcularon los coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald. Los valores de alfa oscilaron entre .61 y .80 para el SD3. Los coeficientes omega estuvieron en general en un rango similar.

 Validez: En el estudio de Jones y Paulhus (2014) los resultados revelaron una validez convergente con las variables externas consistentes con las hipótesis (Lee y Ashton, 2014). En la versión española del estudio de Pineda et al. (2020) se evaluaron las correlaciones entre los rasgos de la SD3, los rasgos de personalidad de Eysenck (neuroticismo, extraversión y psicoticismo) (EPQR-A), síntomas psiquiátricos (SA-45) y deseabilidad social (SDS). Las correlaciones entre las puntuaciones totales en las medidas de la Tríada Oscura y los rasgos EPQR-A revelaron que la puntuación total del SD3 solo se asoció significativa y positivamente con el psicoticismo (r= .28). Al observar las correlaciones con los miembros individuales de la Tríada Oscura y los rasgos de personalidad de Eysenck, se encontró que el maquiavelismo SD3 estaba asociado significativa y positivamente con el neuroticismo (r= .23). El narcisismo SD3 se correlacionó positivamente con la extraversión (r = .35). La psicopatía SD3 se asoció de manera significativa y positiva con el psicoticismo (r = .32).

Hubo correlaciones significativas y positivas entre las puntuaciones totales de la Tríada Oscura y la sintomatología psiquiátrica según se evaluó con la puntuación total SA-45 (r= .26 para el SD3). Para el SD3, el maquiavelismo y la psicopatía fueron las escalas de la Tríada Oscura vinculadas positivamente con los síntomas totales (r’s .30 y .28). Los vínculos más sólidos se observaron para la idea paranoica y la hostilidad (todas las r con puntajes totales de SD3 en el rango de .30 a .40. Se encontró que los rasgos de la Tríada Oscura estaban correlacionados positivamente con la deseabilidad social (r’s con puntajes totales de SD3 siendo .29). El narcisismo SD3 (r = −.01) no mostró este vínculo positivo significativo con la deseabilidad social. Para el SD3, el maquiavelismo fue el rasgo más predictivo para 6 de las 9 subescalas del SA-45 [que explica entre el 2% (fobias) y el 16% (ideación paranoide) de la varianza], mientras que la psicopatía resultó ser el mejor predictor de hostilidad (10%), síntomas psicóticos (3%) y somatización (3%) (Pineda et al., 2020)

Referencias:

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

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

Personality and Individual Differences, 67, 2–5.

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

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

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

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Características

Nombre: Escala de Victimización Escolar entre Iguales (VE-I)

Autor: Cava y Buelga (2018)

Nº de ítems: 11

Tiempo aproximado de aplicación: 5-8 minutos.

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

Codificación

Esta escala consta de 11 ítems que describen diferentes formas de victimización que los estudiantes pueden sufrir por parte de sus compañeros (situaciones de exclusión social y aislamiento, agresiones verbales y agresiones físicas) en los contextos escolares. Para la cumplimentación de esta escala, los estudiantes deben indicar la frecuencia con qué han sufrido estas diferentes formas de victimización con cinco opciones de respuesta: nunca, sólo me ha pasado una vez, algunas veces en el último mes, bastantes veces en el último mes y me pasa muy a menudo. El análisis factorial de esta escala (Cava y Buelga, 2018) mostró la existencia de tres factores, que explican en conjunto el 60.12% de varianza. Las puntuaciones de cada tipo de victimización (relacional, física y verbal) se obtienen sumando los ítems correspondientes a cada factor:

Victimización relacional: (ítems 1 + 2 + 3)

Victimización física: (ítems 4 + 5 + 6 + 7)

Victimización verbal: (ítems 8 + 9 + 10 + 11)

Propiedades Psicométricas

Fiabilidad: En el estudio realizado para analizar sus propiedades psicométricas (Cava y Buelga, 2018) se calcularon los coeficientes de consistencia interna (alfa de Cronbach) de los tres factores, obteniéndose en todos los casos valores superiores a .70: un valor de .86 para el factor de victimización verbal, .85 para el factor de victimización física y .78 para el factor de victimización relacional.

Validez: Los tres factores de la escala (victimización relacional, victimización física y victimización verbal) muestran correlaciones negativas con el autoconcepto social y con la satisfacción con la vida (Cava y Buelga, 2018). En adolescentes se han observado correlaciones positivas con la victimización de pareja (Carrascosa, Cava, Ortega-Barón y Buelga, en revisión). En concreto, en el estudio de Carrascosa et al. (en revisión) se han obtenido correlaciones positivas entre la victimización escolar relacional y la victimización de pareja relacional y psicológica; entre la victimización escolar física y la victimización de pareja relacional, psicológica y física; y entre la victimización escolar verbal y la victimización de pareja relacional, psicológica y física. También, se han observado relaciones entre los tres tipos de victimización escolar entre iguales y la utilización por parte de los estudiantes de diferentes estrategias de afrontamiento ante el acoso escolar (Cava, Ayllón y Tomás, 2021).

Referencias

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

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

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

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Características

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

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

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

Nº de ítems: 34

Tiempo aproximado de aplicación:10-12 minutos

Población a la que va dirigida: Adolescentes entre 11 a 17 años.

Codificación 

La escala consta de dos subescalas diferentes de 17 items cada una. Una primera subescala, que evalúa los comportamientos violentos perpetrados contra la pareja compuesta por tres factores, violencia relacional (VR), violencia verbal-emocional (VVE) y violencia física (VF). La segunda subescala, describe estas mismas conductas, pero en este caso evalúa en qué medida los adolescentes lo han sufrido en su relación de pareja, victimización relacional (VicR), victimización verbal-emocional (VicVE) y victimización física (VF).

VR: ítems: 1 8 17

VVE: ítems: 2 3 5 6 7 9 10 11 13 15

VF: ítems: 4 12 14 16

VicR: ítems: 1 8 17

VicVE: ítems: 2 3 5 6 7 9 10 11 13 15

VicF: ítems: 4 12 14 16

Puntuaciones altas en los factores de ambas escalas indican un alto grado de violencia y victimización en las relaciones de parejas adolescentes. 

Propiedades Psicométricas

Fiabilidad: En el estudio original de Wolfe et al., (2001) la consistencia interna de la escala fue de .83. En estudios realizados con adolescentes españoles se han observado adecuadas propiedades psicométricas de esta escala (Fernández-Fuertes, Fuertes & Pulido, 2006; Fernández-Fuertes & Fuertes, 2010). En los análisis realizados el alpha de Cronbach para la subescala de comportamientos violentos hacia la pareja es de .87 y para los factores se han obtenido para VR, VVE y VF los valores .64, .83, y .79 respectivamente. El alfa de la subescala de victimización es de .89 y los coeficientes obtenidos para los tres factores VicR, VicVE y VicF son.66, .85 y .80 respectivamente.

Validez: En los estudios realizados con muestra española de Fernández-Fuertes et al., (2006; 2010) se encontraron correlaciones positivas y significativas entre las dimensiones de las subescalas de violencia y de victimización. También, se obtuvieron correlaciones significativas y positivas entre las dimensiones de ambas subescalas y la percepción de problemas de comunicación con el padre y con la madre, y negativas con la valoración positiva de la comunicación con el padre y con la madre. Con relación a la validez discriminante, se observó que los adolescentes con mayor implicación en actos de violencia contra la pareja (VR, VVE y VF) obtuvieron elevadas puntuaciones en sexismo hostil (en las dimensiones de paternalismo, diferenciación de género y sexualidad) (Archer, Fernández-Fuertes, & Thanzami, 2010). Además, los adolescentes con elevadas puntuaciones en VR y VVE obtuvieron puntuaciones elevadas en sexismo benévolo paternalista. Con respecto a la subescala de victimización, los adolescentes con elevadas puntuaciones en VicF, VicVE y VicR obtuvieron altas puntuaciones en sexismo hostil (en las dimensiones de paternalismo, diferenciación de género y sexualidad).

Referencias

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

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

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

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

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Características

Nombre: Cuestionario de Agresiones de Hijos a Padres / The Adolescent ChildtoParent Aggression Questionnaire (CPAQ)

Autores: Calvete, Gámez-Guadix, Orue, González-Díez, López de Arroyabe y Sampedro (2013)

Nº de ítems: 20

Tiempo aproximado de aplicación: 10 minutos

Población a la que va dirigida: Niños y adolescentes entre 7 y 17 años

Codificación

El instrumento se divide en dos subescalas que miden agresión hacia el padre y hacia la madre, respectivamente. Cada subescala está compuesta por 10 ítems. Se diferencian 3 dimensiones:

Agresión psicológica hacia el Padre/Madre: ítems 1 + 2 + 5 + 7 + 8 + 9 + 10

Agresión física hacia el Padre/Madre: ítems 3 + 4 + 6

Además, el cuestionario tiene una subescala compuesta por 4 ítems que evalúa distintos motivos por los que el adolescente ha realizado estos comportamientos

Propiedades psicométricas 

Fiabilidad: De acuerdo con el estudio original de Calvete et al. (2013) los coeficientes alpha de Cronbach fueron de .76 y .75 para las dimensiones de agresión psicológica hacia la madre y hacia el padre respectivamente, y de .76 y .73 para las dimensiones de agresión física hacia la madre y hacia el padre respectivamente. En un estudio longitudinal se obtuvieron los siguientes coeficientes para la escala global: .87, .84, y .86 para el T1, T2, y T3, respectivamente (Fernández-González et al., 2021).

Validez: En el estudio original se ha obtenido una correlación entre agresión física y psicológica para las subescalas de agresión hacia la madre y agresión hacia el padre de .38 y .39 respectivamente. Se ha observado que la VFP correlaciona negativamente con la comunicación abierta con ambos padres y positivamente con la comunicación problemática, el estrés percibido y el uso problemático de las redes sociales (Jiménez et al., 2019; Suarez et al. 2020).

Referencias

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

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

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

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

Calvete, E., Orue, I., & Gámez‐Guadix, M. (2015). Reciprocal longitudinal associations between substance use and child‐to‐parent violence in adolescents. Journal of Adolescence, 44, 124133.

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

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

Jiménez, T. I., Estévez, E., Velilla, C. M., Martín-Albo, J., & Martínez, M. L. (2019). Family communication and verbal child-to-parent violence among adolescents: the mediating role of perceived stress. International Journal of Environmental Research and Public Health16(22), 4538.

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

Cuestionarios para docentes

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Características

Nombre: Cuestionario Breve de Burnout (CBB)

Autores: Moreno, Bustos, Matallana y Millares (1997)

Nº de ítems: 9

Tiempo aproximado de aplicación: 8-10 minutos

Población a la que va dirigida: Adultos

Codificación

Los autores de la escala original (Moreno, Bustos et al.,1997), desde una perspectiva psicosocial y han planteado un modelo del síndrome de burnout operacionalizado a través del Cuestionario Breve de Burnout (CBB) de 21 items, basándose en las tres dimensiones clásicas (agotamiento emocional, despersonalización y falta de realización en el trabajo) pero incorporando además medidas de factores antecedentes y consecuentes, por lo que consideran el desarrollo del síndrome como un proceso. En este proyecto se ha utilizado la escala de síndrome de burn-out, de 9 items, que incluye 3 factores:

Cansancio emocional: Items 1, 2 y 3.

Realización personal: Items 4, 5 y 6.

Despersonalización: Items 7, 8 y 9.

Por agotamiento emocional se entiende una pérdida progresiva de la capacidad de entrega en el trabajo; la despersonalización se compone de actitudes negativas y cínicas hacia el usuario así como hacia la organización donde el profesional ejerce; y la falta de realización personal hace referencia a una persona profesionalmente descontenta, desmotivada e insatisfecha (Seisdedos, 1997).

En un estudio realizado con docentes de educación primaria y secundaria, Montero et al. (2009) realizaron un estudio de la estructura del CBB utlizando un análisis factorial mediante el método de componentes principales con rotación ortogonal varimax. Los resultados indicaron una solución de dos factores, los cuales explicaban el 53,63% de la varianza total, con unos autovalores de 3,68 en el primer factor (40,92% de la varianza inicial total) y 1,14 en el segundo (23,70%). Segúna los autores del estudio, el primero de ellos estaría constituido por todos los items propuestos inicialmente para la dimensión cansancio emocional (items 1, 2, 3), los cuales versan en torno al hecho de estar harto, quemado y de mal humor en el trabajo, más un item propuesto para despersonalización (item 7), que trata sobre las frecuentes y excesivas exigencias de los usuarios. Por otra parte, el segundo de los factores lo formarían dos ítems propuestos inicialmente para falta de realización personal (items 4 y 5), que hacen referencia a los escasos retos personales que ofrece el trabajo y al poco interés del sujeto por su desarrollo profesional, así como un item perteneciente a despersonalización (item 9), en el que se pone de manifiesto el interés por despersonalizar las relaciones con los usuarios. El sentido del primer factor tendría que ver con la irritación y el enojo que siente el sujeto en su puesto de trabajo, mientras que el segundo factor tendría que ver con la falta de desarrollo a nivel personal, social y profesional. Complementariamente Montero y colaboradores examinaron la solución de tres factores, en la que el tercer factor tenía un autovalor < 1. Dicho tercer factor explicaba el 9,95% de la varianza inicial total (los tres factores explicaban el 63,58% de la varianza total).

Propiedades psicométricas

Fiabilidad: En el estudio original de Moreno et al. (1997) los valores de consistencia interna según el alpha de Cronbach del CBB fueron de .74 para la escala general de síndrome de burnout, .82 para la subescala cansancio emocionlal, .64 para la subescala de realización personal y .35 para la subescala de despersonalización. En el estudio con muestra de docentes de Montero et al. (2009), la fiabilidad obtenida para la escala general fue de .79. No se calculó la fiabilidad de las tres subdimensiones propuestas por Moreno et al. (1997) puesto que dicha estructura no fue apoyada empíricamente en su estudio. Además, se observó que la consistencia interna obtenida al eliminar cada item por separado de la escala global fue menor en todos los casos excepto para el item 9 («Procuro despersonalizar las relaciones con los usuarios de mi trabajo»), cuya eliminación la hacía subir hasta .81. Este resultado parece apoyar la idea de unidimensionalidad e indicaría la conveniencia de utilizar una única puntuación global de burnout como suma de sus componentes.

Validez: En el estudio original de Moreno et al. (1997), la validez convergente de la escala global de burnout del CBB respecto a un criterio establecido mediante el MBI (Inventario de “Burnout” de Maslach) adquiere un valor significativo de r = .688. En el estudio de Montero et al. (2009) se observó que la escala discriminaba por sexo y nivel de docencia, siendo los docentes varones y de enseñanzas secundarias los que obtuvieron puntuaciones significativamente mayores en burnout. 

Referencias

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

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

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

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Características

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

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

Adaptación: Ruiz (2015)

Nº de ítems: 18

Tiempo aproximado de aplicación: 8-10 minutos.

Población a la que va dirigida: Profesorado de enseñanza primaria y secundaria 

Codificación

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

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

Motivación intrínseca: Ítems 1,2 y 3

Regulación identificada: Ítems 4, 5 y 6

Regulación introyectada: Ítems 7, 8 y 9

Regulación externa: Ítems 10, 11 y 12

Desmotivación: Ítems 13, 14 y 15

Regulación integrada: Ítems 16, 17 y  18 

Propiedades psicométricas

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

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

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

Finalmente, respecto a la relación de las dimensiones de la motivación laboral con otras variables, en el trabajo de Ruiz (2015) se observó que la motivación intrínseca correlacionó positiva y significativamente con las necesidades psicológicas básicas, con la autoeficacia docente, la satisfacción docente y la satisfacción con la vida, y negativa y significativamente con el agotamiento emocional. La motivación integrada correlacionó positiva y significativamente con la satisfacción docente y satisfacción con la vida. La regulación identificada correlacionó positiva y significativamente con la satisfacción docente, satisfacción con la vida y necesidades psicológicas básicas, y negativa y significativamente con el agotamiento emocional. La desmotivación correlacionó positiva y significativamente con el agotamiento emocional, y negativa y significativamente con la satisfacción con la docencia, la competencia laboral y la satisfacción con la vida.

Referencias

Fernet, C., Chanal, J., & Guay, F. (2017). What fuels the fire: job-or task-specific motivation (or both)? On the hierarchical and multidimensional nature of teacher motivation in relation to job burnout. Work & Stress31, 145-163.

Fernet, C., Trépanier, S. G., Austin, S., & Levesque-Côté, J. (2016). Committed, inspiring, and healthy teachers: How do school environment and motivational factors facilitate optimal functioning at career start?. Teaching and Teacher Education59, 481-491.

Fernet, C., Senécal, C., Guay, F., Marsh, H., & Dowson, M. (2008). The work tasks motivation scale for teachers (WTMST). Journal of Career assessment16(2), 256-279.

Irnidayanti, Y., Maulana, R., Helms-Lorenz, M., & Fadhilah, N. (2020). Relationship between teaching motivation and teaching behaviour of secondary education teachers in Indonesia (Relación entre la motivación docente y el comportamiento docente en profesores de educación secundaria en Indonesia). Journal for the Study of Education and Development43, 271-308.

Kaldi, S., & Xafakos, E. (2017). Student teachers’ school teaching practice: The relation amongst perceived self-competence, motivation and sources of support. Teaching and Teacher Education67, 246-258.

Moreira-Fontán, E., García-Señorán, M., Conde-Rodríguez, Á., & González, A. (2019). Teachers’ ICT-related self-efficacy, job resources, and positive emotions: Their structural relations with autonomous motivation and work engagement. Computers & Education134, 63-77.

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

Ruiz, M., Moreno-Murcia, J. A. & Vera, J. A. (2015). Del soporte de autonomía y la motivación autodeterminada a la satisfacción docente. European Journal of Education and Psychology8, 68-75.

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Características

Nombre: Escala de Satisfacción Laboral Docente

Autor: Ruiz (2015)

Nº de ítems: 5

Tiempo aproximado de aplicación: 4-5 minutos.

Población a la que va dirigida: Profesorado de enseñanza primaria y secundaria 

Codificación

La escala está formada por cinco ítems agrupados en un solo factor (e.g. “Estoy satisfecho con mi labor docente”). La sentencia previa fue “Satisfacción con tu labor docente…”. Las respuestas son valoradas a través de una escala tipo Likert que oscila desde 1 (Totalmente en desacuerdo) a 7 (Totalmente de acuerdo).

Propiedades psicométricas

Fiabilidad:  Los resultados del análisis de la consistencia interna de la escala mostraron un coeficiente alfa de Cronbach  .83. (Ruiz, 2015).

Validez: El análisis factorial exploratorio (AFE) llevado a cabo por Ruiz (2015), utilizó una muestra independiente de 96 docentes españoles de Educación Secundaria (M = 36.11, DT = 12.23) con edades comprendidas entre los 27 y 58 años. Tras el AFE, los ítems quedaron agrupados en un único factor con un autovalor por encima de 1.00 (3.13) y una varianza total explicada del 62.76%. El análisis factorial confirmatorio (AFC) mostró resultados adecuados: χ2/g.l. = 2.1; CFI = .92; IFI = .92; RMSEA = .08; SRMR = .06. La puntuación media obtenida por los docentes en satisfacción laboral fue de 5.22.

Finalmente, respecto a la relación de la satisfacción docente con otras variables, en la investigación realizada por Ruiz (2015) se observó que la satisfacción docente correlacionó positiva y significativamente con la competencia laboral,  gestión de la instrucción, autonomía y relación con los demás (laboral), motivación intrínseca, motivación integrada, regulación identificada, integrada e introyectada, necesidades psicológicas básicas y satisfacción con la vida. Por otro lado, la satisfacción docente correlacionó negativa y significativamente con la desmotivación y el agotamiento emocional. Debe señalarse que en un estudio posterior realizado por Ruiz, Moreno-Murcia y Lacárcel (2015), se comprobó que la variable que predice con más fuerza la satisfacción docente es la motivación autodeterminada, que incluiría las dimensiones “motivación intrínseca” y “regulación identificada”. Estos resultados son congruentes con los  obtenidos en investigaciones previas (Fernet, Guay, Senécal y Austin, 2012; Fernet, Senécal, Guay, Marsh y Dowson, 2008), en los que se señala que los tipos de motivación más autodeterminados (motivación intrínseca y regulación identificada) se relacionan negativamente con el agotamiento del profesorado y positivamente con la orientación al trabajo, mientras que las motivaciones menos autodeterminadas (regulación introyectada y externa) lo hacen positivamente con el agotamiento de la labor profesional y con la utilización de presión externa para rendir en la tarea profesional (Ruiz et al., 2015). 

Referencias

Fernet, C., Guay, F., Senécal, C., & Austin, S. (2012). Predicting intraindividual changes in teacher burnout: The role of perceived school environment and motivational factors. Teaching and teacher education28, 514-525.

Fernet, C., Senécal, C., Guay, F., Marsh, H., & Dowson, M. (2008). The work tasks motivation scale for teachers (WTMST). Journal of Career assessment16, 256-279.

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

Ruiz, M., Moreno-Murcia, J. A. & Vera, J. A. (2015). Del soporte de autonomía y la motivación autodeterminada a la satisfacción docente. European Journal of Education and Psychology8, 68-75.

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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