{"id":4558,"date":"2015-08-09T19:27:23","date_gmt":"2015-08-10T00:27:23","guid":{"rendered":"http:\/\/cienciauanl.uanl.mx\/?p=4558"},"modified":"2015-09-08T12:46:19","modified_gmt":"2015-09-08T17:46:19","slug":"propiedades-psicometricas-de-la-escala-de-expresion-de-la-ira-en-mujeres-con-vih","status":"publish","type":"post","link":"https:\/\/cienciauanl.uanl.mx\/?p=4558","title":{"rendered":"Propiedades psicome\u0301tricas de la escala de expresio\u0301n de la ira en mujeres con VIH"},"content":{"rendered":"
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\"iramujer\"<\/a><\/p>\n

JOSE\u0301 MORAL DE LA RUBIA*, MARI\u0301A PETRA SEGOVIA CHA\u0301VEZ*<\/p>\n

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CIENCIA UANL \/ AN\u0303O 18, No. 74, JULIO-AGOSTO 2015<\/a><\/p>\n

Art\u00edculo en PDF<\/a><\/p>\n<\/div>\n

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La ira<\/em> es un estado emocional negativo que puede surgir como una reaccio\u0301n a la vulnerabilidad ante una amenaza, coercio\u0301n o dan\u0303o recibido o ante una situacio\u0301n de frustracio\u0301n o trato diferencial. Se caracteriza por malestar, activacio\u0301n y tendencia al ataque. (1) Si la ira es intensa y sostenida en el tiempo, suele tener efectos sobre la salud; de ahi\u0301 que se ha dado gran importancia a su estudio. (2)<\/p>\n

Con varios instrumentos se evalu\u0301a la ira. El inventario de expresio\u0301n de ira estado-rasgo (STAXI) es el ma\u0301s recurrente y cuenta con ma\u0301s estudios de validacio\u0301n. (3) En su forma revisada, el STAXI-2 incluye una escala de estado de ira con tres factores (emocional, verbal y fi\u0301sica), una escala de rasgo de ira con dos factores (temperamento y reaccio\u0301n) y una escala de expresio\u0301n de la ira con cuatro factores (interiorizacio\u0301n o ira contenida, exteriorizacio\u0301n o ira dirigida contra los dema\u0301s, control de la ira ocultada ante los dema\u0301s y control de la ira dirigida contra los dema\u0301s). El STAXI-2 ha sido validado en pai\u0301ses hispanoparlantes, como Espan\u0303a (4) y Me\u0301xico. (5-7)<\/p>\n

En aras de la sencillez y economi\u0301a de tiempo y espacio al aplicarse cuestionarios, el inventario de 49 i\u0301tems puede reducirse a una escala de 24 i\u0301tems que permite obtener una puntacio\u0301n total y cuatro factores de rasgo relevantes para el estudio del feno\u0301meno de la ira. (8) Al considerar esta posibilidad, Moral, Gonza\u0301lez y Landero9 estudiaron las propiedades psicome\u0301tricas de la escala de expresio\u0301n de la ira (AX) del STAXI-2 en una muestra de 226 amas de casa, a partir de la traduccio\u0301n al espan\u0303ol de Miguel-Tobal et al., (4) quienes observaron problemas en la consistencia interna en tres de los 24 i\u0301tems (i\u0301tems 3, 10 y 17), en la reproduccio\u0301n del nu\u0301mero de factores esperados por el criterio de Kaiser (autovalores > 1) y en la configuracio\u0301n de cuatro factores conforme a la expectativa, (8) aplicando componentes principales y rotacio\u0301n Promax. Al eliminar estos tres i\u0301tems, se incremento\u0301 la consistencia interna de la escala y la del factor de interiorizacio\u0301n o manifestacio\u0301n de la ira ocultada ante los dema\u0301s, el nu\u0301mero de factores por el criterio de Kaiser fue 4, como se esperaba, y se\u00a0configuraron los factores esperados. La consistencia interna de los dos factores de control fue buena (\u03b1 = .86 control de la ira dirigida contra los dema\u0301s, y .88 control para la ira ocultada ante los dema\u0301s), aceptable la del factor de exteriorizacio\u0301n (\u03b1 = .74), y cuestionable la del factor de interiorizacio\u0301n (\u03b1 = .68). El ajuste del modelo de cuatro factores correlacionados con 21 i\u0301tems fue aceptable por ma\u0301xima verosimilitud: \u2717\/gl = 1.58, RMSEA = .05, NFI = .84, NNFI = .92 y CFI = .93. (9)<\/p>\n

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Oliva et al. (7) realizaron un estudio de validacio\u0301n del STAXI- 2 en Me\u0301xico, a partir de una muestra incidental de 865 estudiantes y deportistas y la traduccio\u0301n al espan\u0303ol de Miguel- Tobal et al.4 Al extraer los factores de los 24 i\u0301tems de expresio\u0301n de ira por ana\u0301lisis de componentes principales y rotacio\u0301n Varimax, obtuvieron los cuatro factores esperados, con consistencia interna buena los dos de control (\u03b1 = .81 control externo y .85 control interno) y cuestionable los dos de manifestacio\u0301n (.69 exteriorizacio\u0301n y .68 interiorizacio\u0301n), siendo aceptable la consistencia interna de los 24 i\u0301tems (\u03b1 = .73). El ajuste a los datos del modelo de cuatro factores correlacionados fue aceptable por ma\u0301xima verosimilitud: \u2717\/gl = 2.20, CFI = .95 y RMSEA = .05. (7)<\/p>\n

Moscoso y Spielberger, (10) en una muestra incidental de 215 participantes hispanoparlantes asistentes a un congreso internacional de psicologi\u0301a, obtuvieron cuatro factores para los 24 i\u0301tems de expresio\u0301n de la co\u0301lera de la adaptacio\u0301n para pai\u0301ses hispanoparlantes del STAXI-2 (control de co\u0301lera manifiesta, control de co\u0301lera contenida, manifestacio\u0301n de co\u0301lera contenida y manifestacio\u0301n de co\u0301lera abierta). Los valores de consistencia interna de los factores variaron de .64 a .95. Debe sen\u0303alarse que estos autores emplearon el te\u0301rmino co\u0301lera como sino\u0301nimo de ira. (10) Alca\u0301zar et al., (5) con estudiantes universitarios mexicanos, obtuvieron cinco factores para los 24 i\u0301tems de expresio\u0301n de la co\u0301lera de la adaptacio\u0301n para pai\u0301ses hispanoparlantes del STAXI-2; los seis i\u0301tems de manifestacio\u0301n de ira contenida se dividieron en dos factores (evitacio\u0301n de las otras personas y sentimientos contenidos\/rumiacio\u0301n) y se reprodujeron los otros tres factores en su interpretacio\u0301n (control de la co\u0301lera manifiesta, control de la co\u0301lera contenida\u00a0y manifestacio\u0301n de la co\u0301lera abierta), aunque con variaciones en su configuracio\u0301n. La consistencia interna vario\u0301 de .70 a .83, salvo la de los dos factores de manifestacio\u0301n de ira contenida, el de evitacio\u0301n tuvo una consistencia interna cuestionable (\u03b1 = .61) y el de sentimientos contenidos pobre (\u03b1 = .50). (5) En ambos estudios se empleo\u0301 el criterio de Kaiser para determinar el nu\u0301mero de factores, componentes principales para extraer factores y Varimax para rotarlos.<\/p>\n

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Los estudios realizados en Me\u0301xico muestran discrepancias en la estructura factorial de la escala de expresio\u0301n de la ira del STAXI-2. (5,7,9) Se han centrado en la poblacio\u0301n de estudiantes universitarios o poblaciones especi\u0301ficas saludables, por lo que sus propiedades psicome\u0301tricas nunca han sido deter- minadas en una poblacio\u0301n cli\u0301nica, como la de mujeres que viven con VIH, la cual se ha estudiado poco. En estos estudios, el nu\u0301mero de factores se ha establecido por el criterio de Kaiser y no se han aplicado criterios ma\u0301s rigurosos, como el ana\u0301lisis paralelo de Horn o el promedio mi\u0301nimo de correlaciones parciales al cuadrado de Velicer. (11) Adema\u0301s, la exploracio\u0301n de la estructura factorial se ha llevado a cabo por componentes principales que no divide la varianza en factores comunes y u\u0301nicos, como requiere el ana\u0301lisis factorial exploratorio. (12)<\/p>\n

Al considerar estos antecedentes, el presente arti\u0301culo tiene como objetivos: 1) calcular la consistencia interna de los 24 i\u0301tems y de los cuatro factores de la escala de expresio\u0301n de la ira (AX) del STAXI-2 en una cli\u0301nica de mujeres con VIH; 2) contrastar el modelo de cuatro factores correlacionados propuesto para los 24 i\u0301tems de la escala AX; 3) explorar modelos alternativos en caso de problemas de consistencia interna o definicio\u0301n factorial, a partir de los criterios de Horn y Velicer para determinar el nu\u0301mero de factores y el me\u0301todo de ejes principales para la extraccio\u0301n de factores; y 4) especificar un modelo alternativo y contrastar su ajuste a los datos.<\/p>\n

Se espera una estructura de cuatro factores correlacionados, con un ajuste aceptable a los datos; 7 valores de consistencia interna altos para los dos factores de control (\u03b1 \u2265\u00a0.80), aceptables (de .79 a .70) o cuestionables (de .69 a .60) para los dos factores de manifestacio\u0301n, y altos o aceptables para los 24 i\u0301tems de la escala de expresio\u0301n de ira. (5,7,9) El factor de manifestacio\u0301n de ira ocultada ante los dema\u0301s podri\u0301a tener una consistencia interna ma\u0301s baja provocada por los i\u0301tems 3, 10 y 17. (9)<\/p>\n

ME\u0301TODO<\/strong><\/p>\n

Participantes<\/strong><\/p>\n

Los criterios de inclusio\u0301n fueron los siguientes: ser mayor de\u00a0edad, saber leer y escribir, prestar el consentimiento informado y tener diagno\u0301stico de VIH positivo. Los criterios de exclusio\u0301n fueron la presencia de si\u0301ntomas de dificultad de comprensio\u0301n o concentracio\u0301n. Al aceptar participar se pidio\u0301 firmar la carta de consentimiento con dos testigos, conforme con las normas e\u0301ticas de manejo de pacientes de la Norma Oficial Mexicana 010-SSA2-2010. (12) La investigacio\u0301n fue aprobada por el Consejo Estatal para la Prevencio\u0301n y el Control del SIDA.<\/p>\n<\/div>\n

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El procedimiento de muestreo fue no probabili\u0301stico, integra\u0301ndose una muestra incidental con una fraccio\u0301n de muestreo de tres de cada diez casos reportados en Nuevo Leo\u0301n. (13) Las 200 mujeres que participaron en el estudio acudi\u0301an a la consulta externa del Centro Ambulatorio para la Prevencio\u0301n y Atencio\u0301n del VIH\/SIDA y de las Infecciones de Transmisio\u0301n Sexual (CAPASITS) de Nuevo Leo\u0301n y de la Cli\u0301nica 6 del Instituto Mexicano del Seguro Social, ambos dispositivos ubicados en Monterrey, N.L., Me\u0301xico. En un consultorio, fueron encuestadas por una psico\u0301loga mientras esperaban sus citas programadas.<\/p>\n

La media de edad fue 34.88 (DE = 8.63), y vario\u0301 de 18 a 50 an\u0303os. La media de escolaridad correspondio\u0301 a secundaria incompleta. De las 200 participantes, 86 (43%) dijeron estar casadas, 45 (22.5%) solteras, 28 (14%) en unio\u0301n libre, 19 (9.5%) viudas, 12 (6%) separadas y 10 (5%) divorciadas. De estas 200 mujeres, 176 (62%) teni\u0301an hijos. Con respecto a la ocupacio\u0301n: 132 (66%) respondieron ser amas de casa, 39 (19.5%) empleadas no profesionistas, 26 (13%) sexoservidoras y 3 (1.5%) profesionistas. De las 200 muje- res, 158 (79%) reportaron haber sido infectadas por el co\u0301n- yuge o pareja en unio\u0301n libre, 31 (15.5%) por una pareja ocasional, 4 (2%) por un cliente, 3 (1.5%) por una pareja concurrente, 2 (1%) por un novio, 1 (0.5%) por abuso sexual y 1 (0.5%) por transmisio\u0301n madre-hija. La media de an\u0303os desde el diagno\u0301stico fue 3.79 (DE = 3.17), variando de 1 mes a 18 an\u0303os.<\/p>\n

Instrumentos<\/strong><\/p>\n

Escala de expresio\u0301n de ira (AX) del inventario de expresio\u0301n de ira estado-rasgo, segunda edicio\u0301n (STAXI-2-AX), (8) con la traduccio\u0301n al espan\u0303ol de Miguel-Tobal et al., (4) esta\u0301 integrada por 24 i\u0301tems tipo Likert con un rango de 1 (en absoluto) a 4 (muchi\u0301simo). Esta escala se divide en cuatro subescalas de seis i\u0301tems cada una: control externo o de la exteriorizacio\u0301n de ira (CEX) que evalu\u0301a la frecuencia con que la persona controla la expresio\u0301n de ira dirigida contra los dema\u0301s (i\u0301tems 1, 5, 8, 11, 16 y 18), control interno o de la ira contenida (CIN) que evalu\u0301a maniobras emprendidas por la persona para controlar\u00a0una ira guardada o escondida ante los dema\u0301s (i\u0301tems 19, 20, 21, 22, 23 y 24), exteriorizacio\u0301n (EXT) que evalu\u0301a la frecuencia con que la persona manifiesta la ira contra otras personas (i\u0301tems 2, 4, 6, 9, 13, 15), e interiorizacio\u0301n (INT) que evalu\u0301a la frecuencia con que los sentimientos de ira se esconden ante los dema\u0301s (i\u0301tems 3, 7, 10, 12, 14 y 17). (8)<\/p>\n

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Ana\u0301lisis de datos<\/strong><\/p>\n

En relacio\u0301n con el primer objetivo, la consistencia interna se calculo\u0301 por el coeficiente alfa de Cronbach (a\u0301); se consideraron excelentes valores de \u03b1\u00a0\u2265\u00a0.90, de .80 a .89 buenos, de .70 a .79 aceptables, de .60 a .69 cuestionables, de .50 a .59 pobres y < .50 inaceptables.14<\/p>\n

En relacio\u0301n con el segundo objetivo y el cuarto, se aplico\u0301 ana\u0301lisis factorial confirmatorio por ma\u0301xima verosimilitud. Se contemplaron cinco i\u0301ndices de ajuste: prueba chi-cuadrado de Pearson (X2<\/sup>), cociente entre el estadi\u0301stico chi-cuadrado y sus grados de libertad (X2<\/sup>\/gl), error de aproximacio\u0301n cuadra\u0301tico medio (RMSEA) de Steiger-Lind y el residuo estandarizado cuadra\u0301tico medio (SRMR) de Jo\u0308reskog y So\u0308rbom. Al incum- plirse el supuesto de normalidad multivariada (valor estanda- rizado de la curtosis multivariada de Mardia > 2), se comple- mento\u0301 el contraste de la significacio\u0301n de los para\u0301metros por el me\u0301todo de percentiles corregidos de sesgo (PCS) y el contraste del ajuste global por prueba de Bollen-Stine (p de B-S). Se estipularon como valores de buen ajuste: p de X2<\/sup>\u00a0y p de B- S>.05,X2<\/sup>\/gl\u22642,CFI\u2265.90, SRMR y RMSEA\u2265.05. Se estipularon como valores de ajuste aceptable: p de X2<\/sup>\u00a0y p de B-S > .01,X2<\/sup>\/gl \u2265\u00a03, CFI \u2265\u00a0.80 y SRMR y RMSEA < .10. (15)<\/p>\n

En relacio\u0301n con el tercer objetivo, se aplico\u0301 el ana\u0301lisis factorial exploratorio. Para determinar el nu\u0301mero de factores, se aplicaron el criterio de Horn (percentil 95) y el criterio de Velicer (promedio mi\u0301nimo de las correlaciones parciales al cuadrado, parcializando los componentes extrai\u0301dos). La extraccio\u0301n de factores se hizo por ejes principales; y la rotacio\u0301n de la matriz factorial, por Promax.<\/p>\n

Los ca\u0301lculos se realizaron con SPSS21 y AMOS16. Para el ana\u0301lisis paralelo de Horn y el de Velicer, se emplearon con el menu\u0301 R versio\u0301n 2 para SPSS.<\/p>\n

RESULTADOS<\/strong><\/p>\n

Consistencia interna<\/strong><\/p>\n

La consistencia interna de los 24 i\u0301tems fue buena (\u03b1 = .85), y se incremento\u0301 a .89 con la eliminacio\u0301n de los i\u0301tems 3 y 17. Los\u00a0seis i\u0301tems de control interno y los seis de exteriorizacio\u0301n tuvieron consistencia interna buena (\u03b1 = .88 y .85, respectivamente). Los seis i\u0301tems de control externo tuvieron consistencia interna aceptable (\u03b1 = .79). Los seis i\u0301tems de interiorizacio\u0301n tuvieron una consistencia interna inaceptable (\u03b1 = .42), y se incremento\u0301 a aceptable (\u03b1 = .73) con la eliminacio\u0301n de los i\u0301tems 3 y 17.<\/p>\n

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Ajuste del modelo de cuatro factores correlacionados<\/strong><\/p>\n

Al contrastar el modelo original de cuatro factores correlacionados, la solucio\u0301n no fue admisible. La correlacio\u0301n entre interiorizacio\u0301n y exteriorizacio\u0301n quedo\u0301 fuera de rango (r = 1.04). Al eliminar los i\u0301tems 3 y 17, la solucio\u0301n fue admisible; por lo que el factor de interiorizacio\u0301n se redujo a cuatro indicadores.<\/p>\n

Todos los para\u0301metros fueron significativos por ML y PCS. La correlacio\u0301n entre los factores de interiorizacio\u0301n y exteriorizacio\u0301n fue unitaria (r = .99, p < .001). La bondad de ajuste se rechazo\u0301 por la prueba chi-cuadrado y Bollen-Stine. Los dema\u0301s i\u0301ndices mostraron valores de ajuste aceptables (tabla I).<\/p>\n<\/div>\n

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\"tabla1indicesajustehiv\"<\/a><\/p>\n

Exploracio\u0301n de estructura factorial sin los i\u0301tems 3 y 17<\/strong><\/p>\n

Por los problemas de consistencia interna y solucio\u0301n factorial no admisible, se opto\u0301 por explorar la estructura de la escala sin los i\u0301tems 3 y 17. El ana\u0301lisis paralelo de Horn y el promedio mi\u0301nimo de las correlaciones parciales al cuadrado coincidieron en mostrar tres factores sustantivos. Se configuro\u0301 el factor de control interno (i\u0301tems 19-24), el de control externo (i\u0301tems 1, 5, 8, 11, 16 y 18) y un factor de manifestacio\u0301n de ira que une los i\u0301tems de interiorizacio\u0301n y exteriorizacio\u0301n (i\u0301tems 2, 4, 6, 7, 9, 10, 12-15). El porcentaje de varianza explicada fue de 49.8% (tabla II). Las correlaciones entre los factores fueron significativas en las dos muestras, variando de -.21 a\u00a0.57. La consistencia interna del nuevo factor de manifestacio\u0301n de ira fue buena (\u03b1 = .89).<\/p>\n

\"tablaIImatrizconfiguraciones\"<\/a>

Nota: Exp. = factor esperado en la configuracio\u0301n factorial: CEX = Control externo o de la exteriorizacio\u0301n de la ira dirigida contra los dema\u0301s, CON = Control interno o de la ira ocultada ante los dema\u0301s, EXT = Exteriorizacio\u0301n o manifestacio\u0301n de ira dirigida contra los dema\u0301s, e INT = Interiorizacio\u0301n o pre- sencia de ira contenida.I\u0301tems: 1. Controlo mi temperamento, 2. Expreso mi ira, 3. Me guardo para mi\u0301 lo que siento, 4. Hago comentarios iro\u0301nicos de los dema\u0301s, 5. Mantengo la calma, 6. Hago cosas como dar portazos, 7. Ardo por dentro aunque no lo demuestro, 8. Controlo mi comportamiento, 9. Discuto con los dema\u0301s, 10. Tiendo a tener rencores que no cuento a nadie, 11. Puedo controlarme y no perder los estribos, 12. Estoy ma\u0301s enfadada de lo que quiero admitir, 13. Digo barbaridades, 14. Me irrito ma\u0301s de lo que la gente cree, 15. Pierdo la paciencia, 16. Controlo mis sentimientos de enfado, 17. Rehu\u0301yo encararme con aquello que me enfada, 18. Controlo el impulso de expresar mis sentimientos de ira, 19. Respiro profundamente y me relajo, 20. Hago cosas como contar hasta diez, 21. Trato de relajarme, 22. Hago algo sosegado para calmarme, 23. Intento distraerme para que se me pase el enfado, 24. Pienso en algo agradable para tranquilizarme.<\/p><\/div>\n

Ajuste del modelo de tres factores correlacionados<\/strong><\/p>\n

Se especifico\u0301 un modelo de tres factores correlacionados (control interno con seis indicadores, control externo con seis indicadores y manifestacio\u0301n de ira con diez indicadores). Todos los para\u0301metros fueron significativos por ML y PCS. Todas las correlaciones fueron menores que .70. La bondad de ajuste se rechazo\u0301 por la prueba chi-cuadrado y Bollen-Stine. Los dema\u0301s i\u0301ndices mostraron valores de ajuste aceptables. El modelo de tres factores tuvo significativamente peor ajuste\u00a0que el de cuatro factores (\u0394X2<\/sup>[3] = 10.57, p = .014) (tabla II).<\/p>\n

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DISCUSIO\u0301N<\/strong><\/p>\n

Los datos evidencian que los i\u0301tems 3 me guardo para mi\u0301 lo que siento y 17 evito enfrentar aquello que me enfada tienen problemas de consistencia interna, como previamente fue reportado por Moral et al. (9) La mayor inconsistencia de los i\u0301tems 3 y 17 frente a los i\u0301tems 7 ardo por dentro aunque no lo demuestro, 10 tiendo a tener rencores que no cuento a nadie, 12 estoy ma\u0301s enfadada de lo que quiero admitir y 14 me irrito ma\u0301s de lo que la gente piensa, probablemente se deba a su falta de especificidad ante el rasgo evaluado, guardarse u ocultar la ira que se siente ante los dema\u0301s sin implicar necesariamente huir o guardarse todos los sentimientos. Una redaccio\u0301n ma\u0301s especi\u0301fica al rasgo podri\u0301a mejorar la consisten- cia interna de estos dos i\u0301tems, por ejemplo, me guardo el enojo que siento para mi\u0301, para el i\u0301tem 3, y me callo y no digo nada ante aquello que me enfada, para el i\u0301tem 17.<\/p>\n

La propuesta de cinco factores de Alca\u0301zar et al. (5) no es apoyada por los presentes datos. Debe sen\u0303alarse que la consistencia interna de los dos factores no esperados de evitacio\u0301n de las otras personas y sentimientos contenidos\/rumiacio\u0301n era cuestionable o pobre. La descomposicio\u0301n del factor de interiorizacio\u0301n y la configuracio\u0301n de estos dos factores reflejan el problema de consistencia interna de dicho factor. Este problema de consistencia interna si\u0301 aparecio\u0301 en este estudio, al igual que en estudios previos, (7,9,10) y es atribuible a los i\u0301tems 3 y 17 en este estudio.<\/p>\n

En un principio, el factor de interiorizacio\u0301n deberi\u0301a reducirse a cuatro indicadores (i\u0301tems 7, 10, 12 y 14). De este modo se logra un factor con consistencia interna aceptable, cuando con seis i\u0301tems su consistencia interna era inaceptable. No obstante, los presentes datos muestran que la diferenciacio\u0301n entre interiorizacio\u0301n y exteriorizacio\u0301n es artificiosa.<\/p>\n

El ana\u0301lisis factorial confirmatorio muestra que la correlacio\u0301n entre interiorizacio\u0301n y exteriorizacio\u0301n es unitaria, lo que sugiere fuertemente la necesidad de unir estos dos factores en uno solo. Por otra parte, el ana\u0301lisis paralelo de Horn y el promedio mi\u0301nimo de las correlaciones parciales al cuadrado muestran que so\u0301lo hay tres factores sustantivos. Tras su extraccio\u0301n y rotacio\u0301n se obtiene que estos tres factores son dos de control y el de manifestacio\u0301n de ira o unio\u0301n de interiorizacio\u0301n y exteriorizacio\u0301n. Por consiguiente, el reporte de las mujeres con VIH parece no diferenciar claramente entre la exteriorizacio\u0301n y el ocultar la ira que se siente, probablemente porque tienden a expresar parcialmente la ira y guardarse\u00a0parte de ella, al ser la conducta irascible socialmente desaprobada16 y con consecuencias negativas para las relaciones personales. (17) Los valores de ajuste son semejantes a los reportados por estudios anteriores, (7,9) y deben juzgarse como aceptables desde los i\u0301ndices X2<\/sup>\/gl, RMSEA, SRMR y CFI. Aunque el modelo de cuatro factores mostro\u0301 mejor ajuste a los datos, el modelo de tres factores correlacionados resulta mejor opcio\u0301n por lo forzado de la distincio\u0301n entre los factores de exteriorizacio\u0301n e interiorizacio\u0301n, su mayor parsimonia y la gran semejanza entre los valores de ajuste.<\/p>\n

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Debe sen\u0303alarse que, ante un modelo factorial complejo (con tres o cuatro factores) con un nu\u0301mero grande de indicadores (seis o ma\u0301s), es muy difi\u0301cil lograr un buen ajuste a los datos, al tener el modelo una parsimonia alti\u0301sima. (18) Los i\u0301ndices de ajuste ma\u0301s sensibles al respecto son la prueba chi-cuadrada, afectada a su vez por el incumplimiento de la normalidad multivariada, y la prueba de Bollen-Stine. (19) Los i\u0301ndices ma\u0301s robustos ante esta complejidad y cuyo reporte es el ma\u0301s recomendado son los i\u0301ndices X2<\/sup>\/gl, RMSEA, SRMR y CFI, (20) los cuales muestran un ajuste aceptable. Por lo tanto, no debe juzgarse como un sesgo en el reporte la afirmacio\u0301n de un ajuste aceptable desde este limitado y selectivo nu\u0301mero de i\u0301ndices.<\/p>\n

Como limitacio\u0301n del estudio, debe sen\u0303alarse el empleo de una muestra no probabili\u0301stica; no obstante, por su taman\u0303o (con una fraccio\u0301n de muestreo de casi un tercio de la poblacio\u0301n) y su procedencia (95% de los casos procedentes del centro que coordina los recursos humanos, materiales y financieros para la prevencio\u0301n y atencio\u0301n de la epidemia del VIH\/SIDA a nivel estatal) se puede considerar representativa de la poblacio\u0301n de la cual fue extrai\u0301da (mujeres con VIH del estado de Nuevo Leo\u0301n), la cual esta\u0301 escasamente estudiada frente a la de hombres.<\/p>\n

En conclusio\u0301n, los i\u0301tems 3 y 17 deben eliminarse por problemas de consistencia interna, con lo que se logra una consistencia aceptable en el factor de interiorizacio\u0301n al que pertenecen, y se incrementa la consistencia interna de la escala que es buena. La estructura factorial de la escala reducida a 22 i\u0301tems es de tres factores correlacionados: control de la ira manifiesta, control de la ira que se oculta ante los dema\u0301s y manifestacio\u0301n de la ira (unio\u0301n de interiorizacio\u0301n y exteriorizacio\u0301n sin los i\u0301tems 3 y 17), como indica tanto la correlacio\u0301n unitaria entre interiorizacio\u0301n y exteriorizacio\u0301n en el ana\u0301lisis factorial confirmatorio como el ana\u0301lisis paralelo de Horn y el criterio de Velicer. La consistencia interna de estos tres factores fue buena o aceptable. El ajuste a los datos del modelo de\u00a0tres factores correlacionados fue aceptable desde los i\u0301ndices X2<\/sup>\/gl, RMSEA, SRMR y CFI.<\/p>\n

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En futuros estudios, se sugiere contrastar el modelo de tres factores correlacionados (control interno, control externo y manifestacio\u0301n) sin los i\u0301tems 3 y 17 frente al modelo de cuatro factores correlacionados en hombres con VIH y otras poblaciones cli\u0301nicas. Se motiva a incluir dos nuevos i\u0301tems como alternativos a los i\u0301tems 3 y 17, para probar la configuracio\u0301n sustantiva de cuatro factores con mejor ajuste que el modelo de tres factores. Se recomienda reportar la correlacio\u0301n entre interiorizacio\u0301n y exteriorizacio\u0301n ante la posibilidad de que sea su distincio\u0301n artificiosa, y aplicar el ana\u0301lisis paralelo de Horn para definir el nu\u0301mero de factores.<\/p>\n

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RESUMEN<\/strong><\/p>\n

Los objetivos del estudio fueron estimar la consistencia interna y contrastar un modelo tetrafactorial para la escala de expresio\u0301n de ira del inventario revisado de expresio\u0301n de ira estado-rasgo. La escala se aplico\u0301 a 200 mujeres con VIH. Los i\u0301tems 3 y 17 mostraron problemas de consistencia interna. La correlacio\u0301n entre interiorizacio\u0301n y exteriorizacio\u0301n fue unitaria. El ana\u0301lisis paralelo de Horn indico\u0301 tres factores. Se configuraron los dos esperados de control y uno de manifestacio\u0301n (interiorizacio\u0301n + exteriorizacio\u0301n). La consistencia interna fue buena o aceptable y el ajuste aceptable. La escala debe reducirse a 22 i\u0301tems y un modelo trifactorial.<\/p>\n

Palabras clave: Ira, Psicometri\u0301a, VIH, Poblacio\u0301n general, Me\u0301xico.<\/p>\n

ABSTRACT<\/strong><\/p>\n

The aims of this study were to estimate the internal consistency and contrast a 4-factor model for the Anger Expression scale of the revised State-Trait Anger Expression Inventory. The scale was administrated to 200 women with HIV. Items 3 and 17 showed internal consistency problems. The correlation between Anger-In and Anger-Out factors was unique. Horn\u2019s parallel analysis indicated three factors. The two expected factors of control and a factor of expression (Anger-In + Anger-Out) were configured. The internal consistency was good or acceptable and the fit was acceptable. The scale should be reduced to 22 items and a 3-factor model.<\/p>\n

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Keywords: Anger, Psychometrics, HIV, General population, Me\u0301xico..<\/p>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n

* Universidad Auto\u0301noma de Nuevo Leo\u0301n, FaPsi.<\/p>\n

Contacto: jose_moral@hotmail.com<\/p>\n

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      Recibido: 03\/03\/2015<\/p>\n

      Aceptado: 15\/06\/2015<\/p>\n<\/li>\n<\/ol>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n<\/div>\n","protected":false},"excerpt":{"rendered":"

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