Propiedades psicométricas del cuestionario de personalidad EPQ-A en una muestra de adolescentes hispanohablantes

El número total de participantes fue de 1.059, de los cuales se descartaron 24 por meros errores materiales: falta de alguna página de los cuestionarios o de datos identificativos (país, género), lo que supone aproximadamente el 2% de la muestra total. Estos mismos participantes fueron evaluados en otras pruebas que han sido publicadas anteriormente, donde se puede consultar una descripción de la muestra total del estudio ( Alcázar-Córcoles, Verdejo y Bouso-Sáiz, 2015 ).

La muestra final estuvo compuesta por un total de 1.035 sujetos, de los cuales 285 corresponden a México, 309 a El Salvador y 441 a España. Los adolescentes que pertenecen a la población forense (han cometido algún delito) han sido 450 y los que son de la población general (no han cometido ningún delito) han sido 585.

Se obtuvieron sendos grupos controles de similar número de sujetos muestreados de centros docentes de población general de Guadalajara (México), San Salvador (El Salvador) y Toledo (España), equiparados con respecto a la edad y el sexo. El criterio de inclusión fue que los participantes estuvieran el día de la aplicación en el centro correspondiente y que tuvieran más de 16 años. El criterio de exclusión fue que no supieran leer o escribir. La edad de los 451 participantes que contestaron el EPQ-A está comprendida entre los 14 y 22 años, con media 17 y desviación típica de 1.33 ( tabla 1).

Todos los cuestionarios fueron aplicados por el mismo investigador, el primer firmante de este artículo que en algunos casos tuvo la ayuda de personal auxiliar porque la aplicación fue grupal, en aulas de los diversos centros. Estos grupos fueron conformados por el primer firmante con el requisito de que los menores supieran leer y escribir correctamente. Tales grupos fueron de entre 10 y 30 participantes. Con respecto al diseño de la muestra, fue distinto en cada país. En El Salvador se obtuvieron permisos para la visita a todos los centros de internamiento del país. En México esto fue así para todos los centros del Estado de Jalisco y en España fueron reclutados por el primer firmante en su trabajo como psicólogo de la Fiscalía de Menores de Toledo, ubicada en la ciudad de Toledo. Con respecto al grupo de control, los participantes se reclutaron de dos colegios de la capital del país, San Salvador (El Salvador). En el caso de México, los participantes del grupo control fueron reclutados de dos colegios del municipio de Zapotlán el Grande (Jalisco) y en el caso de España en un colegio de la ciudad de Toledo ( Alcázar-Córcoles, Verdejo y Bouso-Sáiz, 2015; Alcázar-Córcoles, Verdejo-García y Bouso-Sáiz, 2016 ).

Estos mismos materiales fueron empleados en otras evaluaciones que han sido publicadas anteriormente ( Alcázar-Córcoles et al., 2015; Alcázar-Córcoles et al., 2016 ).

EPQ-A (Eysenck y Eysenck, 1975 ), versión española ( Seisdedos, 1989 ). Se trata de un cuestionario de personalidad que mide las dimensiones de neuroticismo (N), extraversión (E) y psicoticismo (P), el llamado modelo PEN. También incorpora dos escalas adicionales de conducta antisocial y de sinceridad.

Sensation Seeking Scale (ZKPQ-II) (Zuckerman, 1979, 1991 ). Escala de Búsqueda de Sensaciones (EBS). Traducción propia efectuada para la presente investigación ( Alcázar, 2007 ). La EBS se compone de 34 ítems con dos frases de elección forzada que se puntúan como 0 ó 1. La puntuación final es la suma de las puntuaciones de todos los ítems, por lo que oscilará entre 0 y 34.

Escala de Impulsividad de Plutchik (EI) (Plutchik y Van Praag, 1989 ), adaptación española ( Rubio, Montero, Jáuregui, Martínez et al., 1998 ). Se trata de un cuestionario de 15 items tipo Likert con 4 posibles respuestas ( nunca, a veces, a menudo, casi siempre) , puntuadas respectivamente de 0 a 3. El valor final de la EI se obtiene sumando la puntuación de cada ítem, por lo que estará entre 0 y 45 ( Alcázar-Córcoles et al., 2015 ). Los autores han publicado recientemente el índice de fiabilidad alfa de Cronbach (.713), empleando esta misma muestra ( Alcázar-Córcoles et al., 2015 ).

Escala de Riesgo de Violencia de Plutchik (EV) (Plutchik y Van Praag, 1989 ), adaptación española ( Rubio, Montero, Jáuregui, Salvador et al., 1998 ). Se trata de un cuestionario de 12 items, de los cuales 11 son tipo Likert con 4 posibles respuestas ( nunca, a veces, a menudo, casi siempre ) puntuadas respectivamente de 0 a 3 y una de tipo verdadero o falso que se puntúa como 1 ó 0 respectivamente. Por lo tanto, la EV adopta valores entre 0 y 34 ( Alcázar-Córcoles et al., 2015 ). Dentro de este marco de investigación, acaba de publicarse el coeficiente de fiabilidad (.782) con los datos de esta misma muestra ( Alcázar-Córcoles et al., 2016 ).

En todos los casos los cuestionarios y escalas aplicados eran de autoinforme.

Como las respuestas de los ítems son dicotómicas se estima el modelo factorial partiendo de la matriz de correlaciones tetracóricas, usando el estimador mínimos cuadrados ponderados corregidos (WLSMV) implementado en el programa estadístico Mplus. La bondad de ajuste del modelo se contrastó mediante chi-cuadrado, RMSEA y la raíz cuadrada del error cuadrático medio (RMSR).

La medida de adecuación muestral de Kaiser-Meyer-Olkin (.679) y la prueba de esfericidad de Bartlett con valor chi-cuadrado = 8544.667 (gl = 4371, p < .001) indican que los datos son adecuados para realizar un análisis factorial. La tabla 2 muestra la bondad de ajuste del modelo, los tests de chi-cuadrado del ajuste del modelo factorial en función del número de factores. Puede verse que la hipótesis de ajuste exacto se mantiene en el modelo de 10 factores. Sin embargo, la hipótesis de ajuste aproximado se puede mantener de acuerdo a modelos más simples según el RMSEA. De acuerdo con Browne y Cudeck (1993), los valores de RMSEA < .05 indican un ajuste aproximado. De esta manera, se puede asumir razonablemente que el modelo de cuatro factores, como se sugiere por la teoría que fundamente al EPQ-A, constituye una aproximación satisfactoria al modelo real.

Validez de constructo . Se han calculado las saturaciones estimadas para el modelo de cuatro factores y con rotación varimax. Los enunciados de los ítems del EPQ-A se corresponden con el cuestionario de TEA ( Eysenck y Eysenck, 1975; Seisdedos, 1989 ). En todos los ítems la saturación tiene signo positivo, excepto en los que están formulados de forma inversa: 2, 6, 8, 13, 15, 19, 24, 29, 30, 32, 35, 41, 43, 46, 49, 52, 58, 64, 65, 69, 75, 81, 86 y 90.

Atendiendo a los ítems que más saturan en cada factor, se reproduce la estructura factorial planteada por los autores ( Eysenck y Eysenck, 1975 ) y en la adaptación española ( Seisdedos, 1989 ). El primer factor corresponde a N, el factor II a S, el factor III a P y el factor IV a E. Todos los factores explican un porcentaje de varianza total muy similar, 8.17 (el primero), 8.80 (el segundo), 9.51 (el tercero) y 6.70 (el cuarto). En consecuencia, el modelo explicaría un 34.26% de la varianza total.

También se probó la rotación oblicua, método oblimin, pero se encontró que no cambia la interpretación de los factores mostrada en la tabla 3 y que los factores apenas correlacionan entre sí. Por ello se decidió utilizar el resultado de la rotación varimax para interpretar la solución encontrada.

Sobre el factor III (P) se tiene que decir que los ítems que lo componen seguramente tengan más que ver con dureza emocional o tendencias psicopáticas que con psicoticismo. Esto mismo ya lo plantearon los autores originales en los primeros estudios y ha sido un tema recurrente en este marco de investigación. Así, Eysenck y Eysenck (1970) y Eysenck (1971a, 1971b, 1973) llevaron a cabo varios estudios con grandes grupos de criminales y de controles. En los estudios se incluyeron sujetos de ambos sexos y no hay duda de que los criminales de uno y otro sexo obtienen puntuaciones elevadas cuando se les compara con los del grupo control.

Validez convergente y discriminante. La tabla 3 muestra las correlaciones de Pearson entre las cuatro dimensiones del EPQ-A con variables sociodemográficas (edad, género y nivel educativo), delito (pertenencia a la población forense o general), EBS, EV y EI.

Con respecto a N, lo más destacable es su alta correlación con la EI y la correlación negativa con género. Las correlaciones con E, P y S son muy bajas. De manera análoga, se puede decir que las correlaciones entre las tres dimensiones del modelo PEN junto con la escala de sinceridad han resultado muy bajas. La escala E presenta un índice de correlación elevado con EV, EI y EBS. Con valores absolutos menores también han resultado significativas las correlaciones con nivel educativo y las correlaciones negativas con delito y edad.

La escala P presenta la más alta correlación con la EBS (de signo negativo); algo menor es su correlación (y también de signo negativo) con EI. También correlaciona de forma más moderada pero significativa con nivel educativo y con un índice negativo con género. Por su parte, la escala S correlaciona de forma positiva y elevada con EV y EBS.

La consistencia interna se ha calculado mediante el coeficiente de fiabilidad alfa de Cronbach. Los valores de los índices de las escalas en la muestra general se presentan en la tabla 4 . En general, estos valores no se mejoran de forma sustancial eliminando ningún ítem de los que componen las escalas.

En la tabla 4 se muestran los coeficientes de fiabilidad alfa de Cronbach para las escalas del EPQ-A en las submuestras masculina y femenina en las que tradicionalmente se han dividido las muestras y se han comunicado sus índices de fiabilidad, lo que nos permite comparar estos índices con los obtenidos anteriormente en la adaptación española. En primer lugar, los índices de fiabilidad son muy semejantes en todos los casos, lo que indica que el EPQ-A es igualmente fiable tanto para la muestra general como para las submuestras masculina y femenina.

Con el objetivo de estudiar la existencia de diferencias entre distintos grupos de la muestra que justificaran la elaboración de baremos distintos para esos grupos se han efectuado ANOVAS con respecto a las variables género, edad (punto de corte 16 años), país, continente (agrupando los dos países americanos frente a España) y delito (general vs. delito). También se han explorado las interacciones de las anteriores variables mediante MANOVAS. Solamente han resultado significativos los ANOVAS para la variable género. Sin embargo, el hecho de que el tamaño de la muestra femenina tenga un número reducido de participantes ( n = 124) por la propia naturaleza de la muestra, que tiene una sobrerrepresentación de adolescentes que han delinquido ( n = 388), trae como consecuencia que la muestra femenina tenga ese número reducido de participantes ( Alcázar et al., 2015a, 2015b ).

Con el fin de comprobar si los resultados se mantienen al analizar las submuestras, se han reproducido estos mismos análisis separando a los sujetos por género, al ser la única variable que ha dado resultados significativos en los ANOVAS. En todos los casos el porcentaje de varianza explicado ha sido similar para todas las soluciones ensayadas, siendo la varianza explicada en la muestra femenina el 22.841% de la varianza total, algo menor a la varianza explicada en la muestra total (34.26%). Por tanto, se decidió elaborar baremos para EPQ-A empleando la muestra total en lugar de por submuestras (véase tabla 5).