Estructura latente del KIDDO-KINDL en una muestra peruana

Navarro Loli, Jhonatan S; Merino Soto, César

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versión impresa ISSN 1729-4827

liber. vol.22 no.1 Lima ene./jun. 2016

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Estructura latente del KIDDO-KINDL en una muestra peruana

Latent structure of KIDDO-KINDL in a peruvian sample

Jhonatan S. Navarro Loli* y César Merino Soto**

*, ** Universidad de San Martín de Porres, Perú.

* jhonatan_navarro1602@yahoo.es** cmerinos@usmp.pe

RESUMEN

El presente estudio evaluó las propiedades psicométricas del instrumento KIDDO-KINDL (Ravens-Sieberer y Bullinger, 1998), que cuantifica la calidad de vida relacionada a la salud en niños y adolescentes. En una muestra de 377 alumnos del primer al quinto grado de secundaria, el análisis factorial confirmatorio demostró que la estructura interna original de seis factores no es satisfactoria para representar los constructos cuantificados debido a que presenta inestabilidad dimensional a nivel de los ítems en los factores Familia, Emocional, Amigos y Escuela. Al aplicar el análisis factorial exploratorio se encontró una estructura de cuatro factores. Esta solución factorial obtuvo mejores indicadores de consistencia interna (valores entre 0.59 y 0.81) en comparación con la estructura original (valores entre 0.24 y 0.80), y cargas factoriales más elevadas. Se discuten los posibles cambios en la interpretación de KIDDO-KINDL.

Palabras clave: Análisis factorial confirmatorio, calidad de vida, salud, niños, Perú.

ABSTRACT

The present study evaluated the psychometric properties of the KIDDO-KINDL instrument (Ravens-Sieberer & Bullinger, 1998), which quantifies the quality of life related to health in children and adolescents. In a sample of 377 secondary school students from first to fifth grade, the confirmatory factorial analysis showed that the original internal structure of six factors was not satisfactory in representing the quantified constructs, because it presents dimensional instability concerning the items in the Family, Emotional, Friends and School factors. When applying the factorial analysis we found a structure of four factors. This factorial solution obtained better internal consistency indicators (values between 0.59 and 0.81) in comparison with the original structure (values between 0.24 and 0.80), and higher factorial loads. We discuss the possible changes in the interpretation of KIDDO-KINDL.

Keywords: Confirmatory factorial analysis, quality of life, health, children, Peru

Introducción

La calidad de vida relacionada a la salud (CVRS) es un concepto cuya importancia se ha incrementado en las últimas cuatro décadas, y se entiende como una construcción multidimensional que abarca varios dominios (Aaronson et al., 1991), y que valora la experiencia subjetiva de las intervenciones y decisiones sobre la rehabilitación de los pacientes (Serra-Sutton et al., 2009). Entre los intereses fundamentales está la medición y cuantificación de la CVRS de una manera global, integral y válida del estado de salud de un individuo o de un grupo (Martín, 2005). Estos datos subjetivos son importantes debido a que el interés por estudiar la CVRS surge como respuesta a los diversos avances que se realizan en lo que respecta al cuidado médico (Eiser y Morse, 2001a).

Un aspecto que se debe de tener en cuenta cada vez que se quiera cuantificar el constructo de CVRS de forma individual o colectiva es que la CVRS «representa una visión humanística de la salud, proyectada para salvaguardar el equilibrio físico, psicológico, emocional y social del paciente, de acuerdo con su personalidad, criterio de juicio y criterio cultural» (Lovera et al., 2000; véase Moreno-Jiménez y Kern, 2005, p. 47). Por otro lado, se debe considerar que:

La medida de la CVRS y del estado de salud percibida en la infancia y adolescencia, desde el punto de vista de la investigación en salud pública, tiene como objetivos describir la salud de la población y establecer comparaciones entre subgrupos con determinadas características (sociodemográficas, regionales, etc.). (Rajmil, Estrada, Herdman, Serra-Sutton y Alonso, 2001, p. 35)

A pesar de que no existe un acuerdo sobre el modelo conceptual (Rajmil et al., 2001) ni cuál es la óptima medida operativa de la CVRS (Eiser y Morse, 2001b; Patrick y Bergner, 1990), The World Health Organization Quality of Life (WHOQOL GROUP, 1995) establece que la medida de CVRS debe de ser (a) subjetiva, porque es importante la percepción global de la propia persona respecto de sus capacidades, comportamientos, satisfacción e insatisfacción; (b) multidimensional, porque tiene que abarcar la dimensión física (percepción de su estado físico), psicológica (percepción de su estado cognitivo y emocional) y social (percepción de sus relaciones sociales con otras personas); (c) incluir la evaluación de sentimientos positivos y negativos de la persona, y (d) registrar la variabilidad en el tiempo.

En el habla hispana, se ha logrado adaptar varios instrumentos del contexto anglosajón sobre la CVRS en niños y adolescentes, en formato de autorreporte o de informante externo, como los padres (por ejemplo, Badia, Benavides y Rajmil, 2001; De Inocencio et al., 2001; Rajmil et al., 2003; Ruperto et al., 2001). También se han adaptado instrumentos de origen francés (García, González, Saíz y Bobes, 1998; Serra-Sutton et al., 2002). Uno de los más importantes respecto del rango de edades evaluadas y de los formatos de presentación disponibles es el KIDDOKINDL (Ravens-Sieberer y Bullinger, 1998). La expansión del uso del KIDDO-KINDL ha sido exitosa y sus adaptaciones lingüísticas han alcanzado a países de Latinoamérica (Guadarrama, Hernández, Veytia, Márquez y Carrillo, 2015; Texeira, Novais, Pinto y Cheik, 2012; Quiñonez, Ordóñez y Salas, 2012; Urzúa y Mercado, 2008), de Asia (Lee, Chang y Ravens-Sieberer, 2008; Murohashi y Furusho, 2011; Wee, Ravens-Sieberer, Erhart y Li, 2007; Yamaguchi et al., 2010) y Europa (Eser et al., 2008; Helseth y Lund, 2005; Rajmil et al., 2004; Stevanovic, Lakic y Vilotic, 2009). La gran expansión y popularidad de un instrumento no es intercambiable con las propiedades psicométricas que debe cumplir para garantizar la interpretación válida de sus puntajes. Uno de los aspectos que es sensible al impacto de la adaptación psicométrica es la estructura interna. Esta propiedad está relacionada con la definición conceptual y los fundamentos teóricos que subyacen a los indicadores externos (ítems) de estos conceptos. Al ser la arquitectura teórica el fundamento para la creación y organización de los ítems, su evaluación es esencial para probar su generalizabilidad en grupos diferentes a la muestra donde se originó el instrumento y su conceptualización.

En el estudio original de Ravens-Sieberer y Bullinger (2000) se puede advertir que la estructura interna del KIDDO-KINDL fue respaldada mediante el método Multiítem/Multirasgo (Hays y Hayashi, 1990; Hays y Wang, 1992), que mostró evidencias satisfactorias de las correlaciones convergentes y divergentes entre los ítems y las subescalas previamente determinadas por la definición multidimensional de CVRS. El método Multiítem/Multirasgo parece un procedimiento interesante y aceptable para examinar la estructura interna, pero su naturaleza es, esencialmente, respaldada por técnicas univariadas. Por lo tanto, en sus orígenes, el KIDDOKINDL se respalda en un análisis de la estructura interna por métodos univariados y no multivariados, los cuales son los más recomendados, pues examinan la covariación simultánea de los patrones de correlaciones entre ítems.

Al realizar un análisis factorial, una de las decisiones más importantes es el número de dimensiones latentes que subyacen a la covariación entre los ítems (Hayton, Allen y Scarpello, 2004; Zwick y Velicer, 1986). En este aspecto, el KIDDO-KINDL ha sido construido para tener una cobertura en seis áreas de la CVRS del adolescente: Bienestar Físico, Bienestar Emocional, Autoestima, Familia, Amigos y Escuela; sin embargo, hay evidencias importantes sobre la inestabilidad de esta estructura dimensional. En los estudios psicométricos realizados en Noruega (Helseth y Lund, 2005), Chile (Urzúa y Mercado, 2008) y Taiwán (Lee et al., 2008), se replicó el número de 6 factores cuando se hizo el análisis factorial exploratorio a nivel de ítem, pero otras evidencias indican inconsistencia factorial. Por ejemplo, en Singapur (Wee et al., 2007) se halló 7 factores y la varianza de la subescala Escuela se explicó mejor por dos componentes derivados. Además, estudios en México (Guadarrama et al., 2015) y Brasil (Texeira et al., 2012) reportaron bajas cargas factoriales e inestabilidad en la estructura factorial de la subescala Escuela. Por otro lado, en una investigación en Serbia (Stevanovic, 2009) se aplicó un análisis factorial confirmatorio, y la estructura interna no reprodujo la organización original de los ítems, tanto en los análisis de primer orden (ítems) como en el de segundo orden; además se obtuvieron confiabilidades bajas (Stevanovic, Lakic y Vilotic, 2009). Finalmente, en el estudio psicométrico efectuado por Eser et al. (2008) en Turquía, la estructura interna obtenida mediante el análisis factorial confirmatorio fue evaluada como satisfactoria por los autores, pero los coeficientes de ajuste fueron generalmente bajos para los estándares que interpretan lo apropiado de los resultados factoriales (Kenny y McCoach, 2003; Marsh, Hau y Wen, 2004).

En las investigaciones mencionadas se utilizó el análisis factorial exploratorio. Un aspecto metodológico común en ellas es la determinación del número de factores a través de una técnica que actualmente no se recomienda debido a su imprecisión para definir la dimensionalidad. El método del autovalor mayor a uno (Guttman, 1954; Kaiser, 1960) tiene como uno de sus principales problemas la tendencia a producir una sobrestimación del número de factores (Fabrigar, Wegener, MacCallum y Strahan, 1999; Horn, 1965; Linn, 1968; Silverstein, 1987; Velicer, Eaton y Fava, 2000; Zwick y Velicer, 1986). Este procedimiento se usó consistentemente para las adaptaciones psicométricas del KIDDO-KINDL en las investigaciones mencionadas y, por lo tanto, se podría afirmar que su dimensionalidad tuvo un problema metodológico, pues el número de factores extraídos en cada estudio puede ser un artificio asociado a este criterio. Hay otros métodos apropiados como el análisis paralelo (Horn, 1965), el método Minimal Average Partial (MAP, Velicer, 1976) y el examen cualitativo (Cattell, 1966) y cuantitativo del gráfico scree test (Gorsuch, 1983; Zoski y Jurs, 1996). Se recomienda que en los análisis exploratorios se use una combinación de métodos para respaldar la decisión del investigador (Fabrigar et al., 1999), y estos generalmente excluyen al método del autovalor mayor a uno como la principal razón para tomar decisiones (Hayton et al., 2004; Zwick y Velicer, 1986).

Una revisión sobre los instrumentos de CVRS en niños y adolescentes informa que la evaluación de la estructura interna es apenas efectuada por la sexta parte de todos los estudios publicados en las más importantes bases de datos (Solans et al., 2008) y más de la mitad enfocaron la medida de integridad psicométrica solo con procedimientos de consistencia interna. En la situación del KIDDO-KINDL, la evaluación de su estructura interna ha mostrado la aplicación de varios métodos con resultados contradictorios. Esto nos lleva a poner en evaluación la estructura interna del KIDDO-KINDL en una nueva muestra mediante procedimientos considerados más apropiados respecto de la identificación adecuada de la cantidad de factores que condensan la varianza de los ítems. Por lo tanto, la presente investigación responderá a dos preguntas principales: (a) ¿Se replicará la estructura factorial original usando otros métodos factoriales? (b) ¿La confiabilidad por consistencia interna alcanzará niveles apropiados? Estos dos aspectos psicométricos son fundamentales para poder avanzar hacia el análisis de los correlatos del KIDDO-KINDL con constructos y criterios relevantes para la práctica clínica.

Método

Participantes

La población para la presente investigación fue de 561 alumnos de nivel secundario correspondientes a una institución educativa preuniversitaria privada ubicada al este de la ciudad de Lima, Perú. La selección de la muestra fue no probabilística y, debido al acceso, disponibilidad y conformidad de participación, se logró contar con un grupo final de 377 alumnos con edades entre 12 y 17 años (M = 14.03; DE = 1.45) y con el 54.9 % de varones y 45.1 % de mujeres. Este grupo representa el 67.2 % de la población total de estudiantes de secundaria de la institución educativa en la que se llevó a cabo la investigación. Cabe recalcar que se informó a los padres de familia y a los participantes sobre los objetivos del estudio, la confidencialidad de la información y que la participación era voluntaria. Luego se entregó el consentimiento y asentimiento informado, los cuales fueron firmados por los padres y alumnos.

La muestra se encuentra distribuida de la siguiente manera: según el grado escolar (1^°.: 19.63 %, 2^°.: 15.38 %, 3°.: 19.36 %, 4^°.: 19.89 %, 5^°.: 25.73 %) y según la edad (12 años: 22.55 %, 13 años: 15.38 %, 14 años: 18.83 %, 15 años: 22.28 %, y 16 años: 20.95 %). En cada grado, la edad mínima fue congruente con la edad estándar de ingreso en el sistema educativo de nivel secundaria peruano: doce años en primer grado (Banco Mundial, 2016), y la distribución del sexo así como las edades promedio a través de los grados fueron similares en varones y mujeres.

Instrumento

En la presente investigación se utilizó el instrumento KINDL en su versión KIDDO, elaborada en Alemania por Ravens-Sieberer y Bullinger (1998) con la finalidad de cuantificar la calidad de vida relacionada a la salud en niños y adolescentes de 12 a 16 años. El instrumento fue traducido al español por Rajmil et al. (2004) utilizando la traducción directa e inversa. La prueba original cuenta con siete áreas, una de las cuales está dedicada únicamente a adolescentes que se encuentran hospitalizados, por lo cual, se omitió la aplicación de esta escala en la presente investigación. Las otras seis áreas son: Bienestar físico, Bienestar emocional, Autoestima, Familia, Amigos y Escuela. Cada una de estas seis áreas cuenta con cuatro ítems, todas las cuales usan una escala de tipo Likert de cinco categorías, desde «Nunca» hasta «Siempre». El instrumento interroga acerca del estado del sujeto con respecto a la semana anterior a la aplicación de la prueba. Todas las áreas, a excepción de Autoestima, cuentan con ítems de calificación inversa. Las puntuaciones obtenidas a partir de cada área se transforman en una escala de 0 a 100, donde a mayor puntuación, se interpreta como una mejor CVRS. La validez estructural ha sido explorada en varios países alrededor del mundo (Eser et al., 2008; Guadarrama et al., 2015; Helseth y Lund, 2005, Lee et al., 2008; Murohashi y Furusho, 2011; Quiñonez et al., 2012; Rajmil et al., 2004; Stevanovic et al., 2009; Texeira et al. 2012; Urzúa y Mercado, 2008; Wee et al., 2007; Yamaguchi et al., 2010). En estos mismos estudios, la consistencia interna ha variado entre 0.78 y 0.83, y generalmente han reportado coeficientes considerados bajos para la subescala Escuela.

Procedimiento

Una vez obtenida la autorización de la institución educativa y de los padres de los participantes, se procedió a la aplicación del instrumento. Se tuvo especial cuidado en la fase de administración del KIDDO-KINDL para disminuir el impacto del error aleatorio debido al examinado, las instrucciones y a las potenciales interrupciones derivadas de la administración grupal de la prueba. La participación de los sujetos evaluados fue voluntaria y anónima. Los ambientes para la aplicación de la prueba fueron salones del primer al quinto año de educación secundaria, en los cuales el examinador se presentaba y repartía el cuestionario; luego daba las instrucciones correspondientes para el llenado correcto y además circulaba por el aula para resolver cualquier duda de los alumnos. También se contó con el apoyo de los coordinadores de aula, quienes previamente hablaron y acordaron con los profesores para que brinden el tiempo de su clase para la aplicación del instrumento.

Análisis de datos

Respecto de los procedimientos estadísticos, el análisis abordó la estimación de la estructura factorial y de la confiabilidad por consistencia interna. Considerando el análisis factorial, en primer lugar se observó el problema del número de factores y, para ello, se utilizó como criterios el gráfico del scree-test (Cattell, 1966), el análisis paralelo (Horn, 1965) mediante el programa RanEigen versión 2.0 (Enzmann, 1997) y el número conceptualmente determinado por el trabajo de Ravens-Sieberer y Bullinger (1998). No se consideró el uso de la regla Kaiser-Guttman (Guttman, 1954; Kaiser, 1960) por los motivos expuestos anteriormente.

En el análisis factorial, se usó un enfoque confirmatorio basado en el método validimax, mediante el programa Orthosim (Barret, 2005). Este enfoque fue publicado en McCrae y Costa (1989) y utilizado en McCrae, Zonderman, Bond, Costa y Paunonen (1996) en la validación de la estructura interna del NEO-PI (Costa y McCrae, 1985). Debido que este enfoque requiere una matriz de referencia que defina la ubicación de los ítems en sus escalas hipotetizadas, tal esquema empírico se derivó de la estructura original del KIDDO-KINDL. Este esquema se definió con la representación de una matriz de 1 (el ítem en su escala hipotetizada) y 0 (el ítem en una escala no hipotetizada), que señala la estructura más simple e ideal de los ítems en sus escalas hipotetizadas.

La matriz de comparación proveniente de los datos se extrajo mediante ejes comunes en la muestra completa, fijando el número de componentes en seis, ya que este es el número hipotetizado de factores del KIDDO-KINDL. Se eligió una rotación oblicua (específicamente Promax), ya que se esperaba que los factores mantuvieran correlaciones moderadas entre ellas, tal como ocurría en los datos originales. El parámetro de oblicuidad k fue 4, ya que en estudios de simulación fue más recomendado (Tataryn, Wood y Gorsuch, 1999). La relación o grado de ajuste entre la matriz de comparación y la matriz de referencia será cuantificada, a través del índice de congruencia, debido a que es el criterio más utilizado para evaluar el grado de concordancia y similitud entre las soluciones factoriales (Abidi, 2007).

Resultados

Análisis preliminar

En la Tabla 1 el efecto techo alcanzó sus puntajes más elevados en las subescalas de autoestima (9.81 %) y familia (10.61 %), y no se observó efecto piso. Sin embargo, esta intensidad podría no ser tan seria, ya que no alcanza el criterio sugerido de 15 % o más (Terwee et al., 2007) para indicar a estos parámetros como problemáticos respecto de las propiedades distribucionales del KIDDO-KINDL.

Estructura interna

En la Tabla 2 se observan los resultados obtenidos al realizar un análisis factorial confirmatorio utilizando como matriz de comparación la estructura factorial original del KIDDO-KINDL. Se evidencia que las subescalas Autoestima y Familia se mantuvieron invariantes respecto de su estructura factorial original, mientras que las demás escalas se vieron afectadas porque al menos uno de sus ítems presenta mayor carga factorial en otras subescalas (Físico y Emocional) o se encuentran en el nivel del hiperplano (≤ 0.20) en todos los factores (Amigos y valores de las comunalidades, lo que significa que estos Colegio). Estos ítems mencionados muestran bajos ítems presentan problemas en su unidimensionalidad y coeficientes de congruencia (Φ≤ 0.56), sobre todo los que, por lo tanto, no representan una proporción ítems 20 de la subescala Amigos (Φ≤ .32) y 24 de la significativa de la varianza total obtenida a través de esta subescala Escuela (Φ≤ -.40). A su vez, presentan bajos solución factorial. Estos resultados indican que hay un bajo grado de concordancia entre la solución factorial obtenida de los datos y la estructura factorial original. El 33.3 % de los ítems muestra coeficientes Φ igual o debajo de 0.80 y el 29.1 %, igual o mayor a 0.90.

La Tabla 3 muestra la estructura factorial que se obtiene al aplicar un enfoque exploratorio de análisis factorial utilizando para la extracción del número de factores, el análisis paralelo y el análisis cualitativo del gráfico scree- test. Los resultados obtenidos indican que la estructura subyacente a los datos es una estructura más parsimoniosa de 4 factores, que podría explicar mejor la condensación de la varianza entre los ítems. En esta nueva estructura, la única subescala que no tuvo modificaciones fue la de Familia. Al realizar un análisis cualitativo de la nueva estructura, los ítems se agruparon como se muestra a continuación: Factor 1, Autoestima y Escuela; Factor 2, Familia; Factor 3, Socialización y Filiación; y Factor 4, Físico y Emocional. En esta nueva estructura, los ítems 20 y 24 (originalmente pertenecientes a las subescalas Amigos y Escuela) presentan valores muy bajos de comunalidad (h2 = .14, h2 = .10) con respecto a los demás ítems, sobre todo el ítem 24, el cual no presenta carga factorial lo suficientemente diferenciable en los 4 factores. Así, estos ítems no representan una proporción significativa de la varianza total obtenida por esta nueva estructura factorial.

Consistencia interna

La consistencia interna del modelo original se ha mantenido en un buen nivel en el puntaje total y en las subescalas Autoestima y Familia. El resto de las subescalas han sido menos consistentes y por debajo de los estándares recomendados para uso individual e incluso de grupo (Anastasi y Urbina, 1997; Charter, 2003a; 2003b; Cicchetti, 1994; Hunsley y Marsh, 2008; Nunnally y Bernstein, 1995). Una de ellas, particularmente la subescala Escuela, sugiere que sus puntajes provienen casi absolutamente del error aleatorio. La consistencia interna del puntaje total se asemeja a los estudios realizados en Alemania (α = 0.84; Ravens-Sieberer y Bullinger, 2000), España (α = 0.87; Rajmil et al., 2004), Serbia (α = 0.83; Stevanovic et al., 2009), Chile (α = 0.82; Urzúa y Mercado, 2008), Singapur (α = 0.83; Wee et al., 2007), Noruega (α = 0.82; Helseh y Lund, 2005) y Taiwán (α = 0.81; Lee et al., 2008).

En los subgrupos de los participantes (sexo y edad), la consistencia interna de las escalas originales ha tenido un amplio rango de variación y el 64 % de los coeficientes están por debajo de 0.70, además, en las subescalas donde el puntaje total obtuvo valores inaceptables de consistencia interna, se observan valores similares o inferiores en los subgrupos. Desde el modelo modificado, la consistencia interna total es igual a la del modelo original (α = 0.84). Esta estimación se hizo con el coeficiente α estratificado (Cronbach, Schönemann y McKie, 1965).

(Tabla 4).

El rango de α para las subescalas del modelo original varía entre α = 0.24 (Amigos) y α = 0.80 (Autoestima y Familia), mientras que para la estructura del modelo modificado varía en el intervalo entre α = 0.59 (F4) y α =0.81 (F1). Al analizar la variación de los coeficientes usando el método de Feldt (1969) y corrigiendo la probabilidad p con el ajuste Bonferroni, se hallaron diferencias estadísticamente significativas en la consistencia de los puntajes de acuerdo al sexo en la subescala Emocional del modelo original (χ² [1] = 4.58, p = .03) y Familia (χ² [1] = 12.46, p = .00) tanto para el modelo original como para el modificado (Factor 2); y respecto de la edad, solo en el factor Familia (χ² (4) = 14.26, p = .006) en ambos modelos.

Análisis descriptivo

En la Tabla 5 se presentan los estadísticos básicos. Las diferencias en los puntajes entre varones y mujeres no fueron estadísticamente significativas (t < 1.97) y la magnitud de las diferencias estandarizadas (d) entre varones y mujeres para las subescalas del modelo original y del modelo obtenido del EFA fueron triviales (Cohen, 1994).

Discusión

Para la presente investigación, se recolectó evidencia con respecto a la estructura interna de la prueba KIDDOKINDL, utilizando estrategias como el análisis factorial confirmatorio, análisis factorial exploratorio y el análisis de la consistencia interna de la prueba. Teniendo en consideración el enfoque unificador del concepto de validez (Messick, 1995), se puede inferir de los resultados dos hallazgos principales. El primero es que al realizar el análisis factorial confirmatorio, contrastando la estructura propuesta por Ravens-Sieberer y Bullinger (1998), se halló que el ordenamiento de las cargas factoriales de los ítems no correspondía a la estructura factorial original, lo que significa que los ítems de la prueba presentan problemas de unidimensionalidad debido a los bajos índices de congruencia y bajas saturaciones obtenidas de algunos ítems que componen las subescalas Físico, Emocional, Amigos y Escuela. Estos problemas podrían derivarse de la falta de homogeneidad conceptual de estas escalas y de los problemas metodológicos descritos anteriormente.

El segundo es que luego de realizar el análisis factorial exploratorio se encontró que la varianza entre los ítems podría ser mejor explicada por una estructura más parsimoniosa de solo 4 factores. Al realizar un análisis cualitativo del contenido de los ítems, se observa que el Factor 1 hace referencia a la percepción que tiene el adolescente de su Autoestima y Escuela; el Factor 2 (Familia) se mantuvo invariante respecto de la estructura factorial original; el Factor 3 hace referencia a la Socialización y Filiación; y el Factor 4 hace referencia a la percepción de Bienestar Físico y Emocional. Los resultados indican que este modelo factorial puede ser considerado aceptable en los cinco niveles de edad considerados, teniendo en cuenta que el ajuste del modelo puede mejorarse sustancialmente al realizar un análisis de ecuaciones estructurales en futuras investigaciones y contrastar hipótesis sobre los errores correlacionados. Esta variación en la estructura original es parcialmente apoyada por una investigación realizada en Singapur (Wee et al., 2007) en la que se halló una estructura de 7 factores y donde la varianza de la subescala Escuela fue explicada mejor por dos factores.

En lo referente a la consistencia interna, las subescalas de Físico, Amigos y, en especial Escuela, mantuvieron valores muy similares a los estudios en alemán (Ravens-Sieberer y Bullinger, 1998) y español (Rajmil et al. 2004) replicándose los índices de consistencia interna que se encuentran por debajo de los estándares recomendados (Anastasi y Urbina, 1997; Cicchetti, 1994; Charter, 2003a; 2003b; Hunsley y Marsh, 2008; Nunnally y Bernstein, 1995), tanto para aplicación individual como grupal, mientras que los otros índices fueron aceptables. Existen varios aspectos que pueden afectar las estimaciones de la confiabilidad, por ejemplo, la violación de los presupuestos (Zimmerman, Zumbo y Lalonde, 1993), la normalidad de la distribución de los datos (Wilcox, 1992), la correlación entre los ítems y número de ítems (Nunnally y Bernstein, 1995), valores extremos en las distribuciones (Liu, Wu y Zumbo, 2010; Liu y Zumbo, 2007) y otros problemas que limitarían la estimación de la consistencia interna a través del coeficiente α (Sijtsma, 2009). Para complementar estos resultados, se realizó la comparación estadística de las confiabilidades, procedimiento que asume como condición ideal que la varianza de error sea constante en los grupos. Los resultados indican que la subescala Familia, para el modelo original y modificado (Factor 2), evidencia sesgo e inestabilidad en la estimación del puntaje verdadero en los grupos de sexo y edad, mientras que la subescala Emocional del modelo original solo se observa en el grupo de sexo.

En lo que respecta a la propiedad discriminativa del test, los resultados indican que este tiene la capacidad discriminar significativamente entre individuos que obtienen altas y bajas puntuaciones con respecto al constructo cuantificado (en este caso, CVRS).

En comparación con los resultados obtenidos en investigaciones internacionales, la presente investigación muestra una situación divergente sobre la estructura interna del KIDDO-KINDL (Ravens-Sieberer y Bullinger, 1998), lo que pondría en cuestionamiento su calidad psicométrica respecto a su estructura. Entonces, habría que cuestionar si el KIDDO-KINDL es suficientemente satisfactorio como medida de la CVRS en niños y adolescentes, y si tal instrumento puede indicarse para el objetivo propuesto. Con respecto a la primera pregunta, se puede inferir que el test presenta problemas en su calidad psicométrica debido, principalmente, a que la estructura factorial original puede ser producto de las inadecuadas metodologías con la que se sustenta el KIDDO-KINDL en las distintas investigaciones internacionales que se realizaron; también porque presenta bajos índices de consistencia interna en la subescalas Físico, Emocional, Amigos y Escuela, lo que origina que las puntuaciones obtenidas no sean satisfactoriamente replicables, altamente inestables y que su variación se deba principalmente a fuentes aleatorias. Aplicando la teoría clásica de los test, la variación de los puntajes del KIDDO-KINDL en la población puede sugerir que una gran proporción de la varianza es producto del error de medición y, en menor medida, debido a su dependencia con el constructo latente (Charter, 1996; Charter y Feldt, 2001), que genera una inconsistencia en las puntuaciones obtenidas y en la cuantificación del constructo de CVRS.

Con respecto a la segunda pregunta, si se considera que la inestabilidad en la estructura factorial del instrumento afecta directamente a toda inferencia que se realice en base a los puntajes obtenidos y, sumado a este problema, se tiene la inconsistencia de los puntajes, ambos aspectos llevan a que el investigador realice conclusiones equivocadas usando contenidos que no tienen un fuerte respaldo empírico para justificar la interpretación de los puntajes. La probabilidad de falsos positivos y falsos negativos puede aumentar si la calidad psicométrica no es satisfactoria. Esto es importante porque debemos considerar que la aplicación del constructo CVRS ocurre con mayor frecuencia en el ámbito clínico y que el KIDDO-KINDL cuenta con una escala adicional que se aplica a adolescentes hospitalizados.

Finalmente, el presente estudio deja el camino abierto para la investigación psicométrica del KIDDO-KINDL y la realización de estudios de replicación de los hallazgos en otros participantes, aplicando procedimientos y metodología recomendada para extraer el número de factores y la utilización de correlaciones policóricas en lugar de correlaciones pearson.

Referencias

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*Universidad de San Martín de Porres, Perú.

Recibido: 10 de julio de 2015

Aceptado: 25 de abril de 2016