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Revista chilena de neuro-psiquiatría

versión On-line ISSN 0717-9227

Rev. chil. neuro-psiquiatr. v.41 n.1 Santiago ene. 2003

http://dx.doi.org/10.4067/S0717-92272003000100006 

Validez y confiabilidad de la versión española de la
escala de Cohesión y Adaptabilidad Familiar (CAF)
de Olson, Russell & Sprenkle para el diagnóstico del
funcionamiento familiar en la población chilena

Validity and reliability of the Olson, Russel and Sprenkle Family
Cohesión and Adaptability Scale in diagnosing family functioning
in the Chilean population

Beatriz Zegers1, M. Elena Larraín1, Aquilino Polaino-Lorente, Alejandro Trapp1, Isabel Diez1

Introduction. The results of a study analyzing the reliability and validity of the Olson, Russell & Sprenkle Family Cohesion and Adaptability Scale for diagnosing family functioning in the Chilean population are presented. Method. The version used in the Polaino-Lorente and Martinez Cano validation study carried out in Spain was applied in this analysis. The sampling consisted of 151 families selected randomly from the Greater Santiago area. The questionnaires were answered only by the parents (n=255) since it was also the intention of the analysis to compare the results with those of the Spanish study, in which the questionnaires were answered only by the parents. Results. The Cronbach alpha coefficient for reliability was 0.6526, which is considered acceptable, and the construct validity results indicate that the scale is an instrument that can be used in our country. Conclusions. The confirming factorial analysis carried out indicates that our country’s factorial structure consists of seven factors rather than six, as determined in the study of the population in Spain.

Key words: family, diagnostic, scale, validity, reliability, comparative and cross cultural study
Rev Chil Neuro-Psiquiat 2003; 41(1): 39-54

Introducción

Se reportan los resultados de la aplicación de la escala de Cohesión y Adaptabilidad Familiar de Olson, Russell & Sprenkle (CAF), en una muestra de 255 padres y madres provenientes de 151 familias de Santiago de Chile. Se utilizó esta escala a fin de estimar su confiabilidad y validez. El objetivo de estimar las características psicométricas de esta prueba fue poder contar con una herramienta de diagnóstico familiar que fuera aplicable a la realidad chilena, dado que no se cuenta con suficientes instrumentos válidos y confiables.

El actual marco teórico de la evaluación familiar

Aunque la realidad de la familia ha sido ampliamente estudiada aún no se cuenta en Chile con suficientes herramientas de evaluación que permitan a los psicólogos diagnosticar a partir de instrumentos válidos y confiables. En este contexto cabe comentar sin embargo, el trabajo realizado por Alvarez, quien elaboró un instrumento de diagnóstico orientado a detectar los problemas de relaciones en la pareja y entre padres e hijos en la familia chilena (1). El citado instrumento consta de dos cuestionarios: uno destinado a los padres y otro a los hijos. Establece el punto crítico de corte que permite diferenciar entre casos de riesgo y discriminar entre las llamadas familias funcionales y las disfuncionales. Dicho criterio se estableció a partir de considerar una muestra de 112 familias (56 con "problemas" y un grupo control "sin problemas", también de 56 familias), pareadas por nivel socioeconómico, estructura familiar (completa o incompleta) y edad de los hijos. No obstante la utilidad de dicho instrumento, el análisis estadístico del mismo no incluyó la estimación de su confiabilidad.

Es sabido y aceptado por la mayoría de las escuelas y teorías psicológicas que la familia y la dinámica de interacción entre los miembros es fundante de la formación de la personalidad de sus nuevos miembros. La familia es algo autoconstitutivo, que funda los primeros estadios evolutivos de los que, en buena parte, dependerá el futuro de la trayectoria biográfica por la que se opte. Ello, en cierto modo, condicionará una accesibilidad mayor o menor al propio destino personal, a la autorealización como persona, a la conquista de la felicidad" (2).

La evaluación familiar se ha definido como la determinación del significado, importancia, valor o peso de las características del sistema familiar incluyendo aspectos de la estructura familiar, las relaciones intrafamiliares y las interacciones con su contexto social (3).

El diagnóstico está entonces destinado a aclarar hasta dónde el conflicto familiar está controlado, compensado o descompensado y hasta dónde induce daño progresivo en la relación, bloquea la reciprocidad en las relaciones de roles y frustra, por consiguiente, las necesidades individuales.

La investigación en el área de la evaluación y diagnóstico familiar se ha constituido en un campo de estudio muy importante en las últimas tres décadas, lo que ha permitido conocer e identificar diferentes modos de funcionamiento familiar, y a su vez, crear las estrategias de acción que promuevan la salud del grupo y de sus miembros. No obstante los avances han sido significativos, aún queda un largo camino por recorrer.

Si bien en Chile, el último Censo de Población realizado en 1992, muestra que el 4,3% de la población chilena está separada o anulada; la Encuesta sobre Familia realizada por el Instituto de Sociología de la Facultad de Ciencias Sociales de la Pontificia Universidad Católica de Chile, con el patrocinio de la Fundación Familias por la Familia en 1998, revela que esta cifra ha aumentado a un 7,55% (4). Ello avala la necesidad de poder contar con instrumentos sensibles, válidos, confiables y de fácil aplicación, que permitan identificar las variables que inciden en esas rupturas con el fin de poder prevenirlas cuando sea posible, contribuyendo a la salud psíquica familiar, la que en último término impactará de modo decisivo en la sociedad total.

Medir el funcionamiento familiar y sus procesos es una tarea compleja por la cantidad de factores que inciden en su evaluación. Añadiéndose a la intrínseca complejidad del sistema familiar nos encontramos con desacuerdos en la definición de conceptos, tales como: salud, patología, funcionalidad y disfuncionalidad; por lo cual la evaluación y el diagnóstico se vuelve aún más difícil. Las variadas conceptualizaciones teóricas plantean definiciones y comprensiones muchas veces diversas de los distintos fenómenos y procesos que se desarrollan al interior de la familia. Por eso las familias consultantes como los profesionales tratantes, se enfrentan con una amplia gama de estrategias de diagnóstico y de tratamiento. Las distintas aproximaciones teóricas han ido desarrollando técnicas de evaluación y tratamiento que dependen de su modo de entender a las familias. En este contexto se constata una escasez de métodos de evaluación que estén adecuadamente validados, apreciándose que la mayoría de ellos son poco refinados metodológicamente y han sido diseñados con fines de investigación (3).

Teniendo esto en cuenta, el estudio diagnóstico del funcionamiento familiar, a través de herramientas e instrumentos probados, adquiere un valor incalculable en la identificación de los grupos de riesgo y permite tomar las medidas conducentes a prevenir la aparición de problemas cuando esto sea posible, o a implementar las medidas remediales cuando los conflictos ya se han hecho presentes. Lo anterior, cobra máxima relevancia si se considera que la investigación ha establecido los efectos devastadores que tienen en los hijos los quiebres familiares no sólo en el corto plazo, sino que a menudo, se manifiestan tiempo después de producida la ruptura (5,6,7,8).

Por otro lado, cuando las familias buscan ayuda, sea como grupo o en forma individual, irán en busca de alguna terapia que contribuya a la comprensión y resolución de la situación conflictiva particular en la que se encuentran inmersas, lo que requiere de un diagnóstico acucioso que oriente las medidas de intervención de modo específico.

Pareciera que lo más razonable sería no iniciar ninguna terapia sin conocer previamente a fondo el funcionamiento familiar. Evaluar y diagnosticar permite establecer qué estrategias terapéuticas son las más adecuadas para alcanzar el fin que se persigue y contar con técnicas diferenciadas según cada caso. Ni el fin que se persigue ni las estrategias de intervención por las que se opte han de seleccionarse según un criterio aleatorio. Se requiere optar por el procedimiento que está más indicado para cada caso y del que cabe esperar el mejor resultado terapéutico, también el menos costoso económicamente, en función de la información diagnóstica de que se disponga (2).

Los objetivos de este trabajo fueron estimar la validez y la confiabilidad de la versión española de la escala de Olson, Russell & Sprenkle (CAF) para el diagnóstico del funcionamiento familiar en la población chilena. Específicamente, se realizó un análisis factorial para estimar la validez de constructo y luego se procedió a estimar su confiabilidad a través del coeficiente de confiabilidad alpha de Cronbach.

La escala de cohesión y adaptabilidad familiar (CAF) de Olson, Russell & Sprenkle

A fines de los setenta se iniciaron en la Universidad de Minnesota estudios que intentaban identificar los aspectos más relevantes del funcionamiento familiar. A partir del análisis de la teoría familiar y de la literatura acerca de la terapia familiar se identificaron tres dimensiones de la dinámica familiar que podían expresarse en función de tres variables: cohesión, adaptabilidad y comunicación familiar (9).

La "cohesión familiar" es definida como la ligazón emocional que los miembros de una familia tienen entre sí (10). Existen varios conceptos o variables específicas para diagnosticar y medir las dimensiones de cohesión familiar: ligazón emocional, fronteras, coaliciones, tiempo, espacio, amistades, toma de decisiones, intereses y formas de recreación. Dentro de la dimensión de cohesión es posible distinguir cuatro niveles: desvinculada (muy baja), separada (baja a moderada), conectada (moderada a alta) y enmarañada (muy alta), (11). La cohesión desvinculada o desprendida se refiere a familias donde prima el "yo", esto es, hay ausencia de unión afectiva entre los miembros de la familia, ausencia de lealtad a la familia y alta independencia personal. En la cohesión separada si bien prima el "yo" existe presencia de un "nosotros"; además se aprecia una moderada unión afectiva entre los miembros de la familia, cierta lealtad e interdependencia entre ellos, aunque con una cierta tendencia hacia la independencia. En la cohesión conectada o unida, prima el "nosotros" con presencia del "yo"; son familias donde se observa una considerable unión afectiva, fidelidad e interdependencia entre los miembros de la familia, aunque con una tendencia hacia la dependencia. Finalmente en la cohesión enmarañada o enredada, prima el "nosotros", apreciándose máxima unión afectiva entre los familiares, a la vez que existe una fuerte exigencia de fidelidad y lealtad hacia la familia, junto a un alto grado de dependencia respecto de las decisiones tomadas en común (12).

La "adaptabilidad familiar" es definida como la capacidad de un sistema conyugal o familiar de cambiar su estructura de poder, relaciones de roles y reglas de relación, en respuesta al estrés situacional o evolutivo (11). La descripción, medición y diagnóstico de esta dimensión incluye conceptos tales como poder (capacidad de afirmación, control, disciplina), estilos de negociación, relaciones de roles y reglas de relación de la familia. Los cuatro niveles de adaptabilidad que se describen son: rígida (muy baja), estructurada (baja a moderada), flexible (moderada a alta) y caótica (muy alta). La adaptabilidad caótica se refiere a ausencia de liderazgo, cambios aleatorios de roles, disciplina irregular y cambios frecuentes. La flexible, a un liderazgo y roles compartidos, disciplina democrática y cambios cuando son necesarios. Por otra parte, la adaptabilidad estructurada ha sido entendida como aquella en que el liderazgo y los roles en ocasiones son compartidos, donde existe cierto grado de disciplina democrática y los cambios ocurren cuando se solicitan. La adaptabilidad rígida alude a un liderazgo autoritario, roles fijos, disciplina estricta y ausencia de cambios (12).

La "comunicación familiar" es el tercer concepto, considerándosela una dimensión facilitadora. Las habilidades para la comunicación positiva descritas son: empatía, escucha reflexiva, comentarios de apoyo, etc. Hacen posible que las parejas y familias compartan sus necesidades y preferencias, en tanto se relacionen con la cohesión y la adaptabilidad. Las habilidades negativas son: doble vínculo, doble mensaje y críticas. Reducen la capacidad de los cónyuges o miembros de una familia para compartir sus sentimientos, restringiendo sus movimientos en las otras dos dimensiones (11). Los estilos y estrategias de comunicación de un matrimonio o de una familia, están muy relacionados con la cohesión y la adaptabilidad. Se establece que si se introducen cambios en estas estrategias, también es posible modificar el tipo de cohesión y de adaptabilidad. Se trata por tanto de una variable facilitadora del cambio (2, 13).

Las tres dimensiones antes mencionadas de cohesión, adaptabilidad y comunicación pueden organizarse en un Modelo Circumplejo, que facilita la identificación de 16 tipos de familias que más tarde fueron descritas y que dieron origen a la escala de "Cohesión y Adaptabilidad Familiar" (CAF), objeto de este estudio. Puede decirse que el fin perseguido por este modelo es tratar de ensamblar la teoría, la investigación y la terapia familiar (10).

A partir del Modelo Circumplejo los niveles centrales (cohesión separada y conectada) son los más viables para el funcionamiento de la familia, considerándose problemáticos los niveles extremos (cohesión desvinculada y enmarañada). Los niveles centrales de adaptabilidad (estructurada y flexible) son más favorables para el funcionamiento del matrimonio y la familia. Los extremos (rígida y caótica) son los más problemáticos. La mayoría de parejas y familias que buscan tratamiento, se encuentran en uno de estos niveles extremos (11).

Relacionando las variables de adaptabilidad y cohesión, Olson, Russell & Sprenkle plantearon que cuando hay un equilibrio fluido entre morfogénesis (cambio) y morfostasis (estabilidad), suele haber también un estilo de comunicación mutuamente asertivo, éxito en las negociaciones, un liderazgo más o menos igualitario, circuitos de retroalimentación positivos y negativos, y roles y reglas compartidos, siendo aquellos más explícitos que implícitos. Por contraposición, los sistemas familiares más disfuncionales se sitúan en los extremos de esta dimensión. Este tipo de familias suele tener más problemas a lo largo de su ciclo vital (2, 13). Desde la perspectiva del Modelo Circumplejo se establece que un sistema adaptativo y equilibrado requiere del balance entre los dos procesos antes mencionados: morfogénesis (cambio) y morfostasis (estabilidad).

Evolución y desarrollo de la Escala de Cohesión y
AdaptabilidadFamiliar (CAF) de Olson, Russell & Sprenkle

La actual CAF (FACES de acuerdo a sus autores) es una escala que se desarrolló en tres etapas que se describirán a continuación.

La escala FACES I (versión original) constaba de 111 itemes. Fue desarrollada en los trabajos de doctorado de Portner (14) y Bell (15). En estos primeros estudios, los coeficientes alpha de Cronbach de confiabilidad fueron para la subescala de cohesión de 0,83 y para la de adaptabilidad de 0,65.

La escala FACES II se diseñó a partir de las FACES I, a fin de disponer de un instrumento más breve, con frases mucho más sencillas, de manera que pudieran ser respondidas por los hijos y personas con dificultades de comprensión. Conservaron las mismas categorías en cada dimensión. Con la ayuda de los datos obtenidos, después de considerar los resultados del análisis factorial y el coeficiente alpha de Cronbach, se redujo la escala a sólo 50 ítems, obteniéndose una confiabilidad de 0,91 para la subescala de cohesión y de 0,80 para la adaptabilidad (13).

Fall (1981), estudió la confiabilidad a través de la prueba test-retest con un intervalo de 4 a 5 semanas, empleando la versión de 50 ítems, obteniendo una correlación de 0,84. Considerando independientemente cada una de las dimensiones, se obtuvo una correlación de 0,83 para la sub escala cohesión y 0,80 para adaptabilidad (13).

Posteriormente, Olson, Russell & Sprenkle (10), usaron esta versión, pero tras el análisis factorial la redujeron a 30 itemes, 16 relativos a cohesión y 14 a adaptabilidad, dando origen a la versión final de la FACES II. Se estimó la confiabilidad a través del procedimiento de cálculo de la consistencia interna en una muestra de 2.412 personas que fue dividida en dos subgrupos iguales. La correlación para la dimensión cohesión en la muestra total fue de 0,87 y para adaptabilidad de 0,78; obteniendo la escala total un índice de 0,90. La confiabilidad en la prueba test-retest dio un coeficiente de correlación de 0,84.

A fin de mejorar la confiabilidad, validez y utilidad clínica del instrumento, se desarrolló una tercera versión de la escala (FACES III), resultando una escala formada por 20 items, 10 relativos a la cohesión y 10 a la adaptabilidad. Uno de los propósitos del desarrollo de esta tercera versión, consistió en tratar de conseguir que la correlación entre cohesión y adaptabilidad fuera, en lo posible, lo más cercana a cero; objetivo que lograron disminuyendo la correlación entre ambas dimensiones desde r= 0,65 de la FACES II a r=0,03 en la FACES III, lo que demostraba la independencia de las dimensiones. Confirmaron por otro lado, una estructura factorial de dos factores, lo que afirmaba su validez de constructo. También se obtuvo una alta correlación entre las puntuaciones de los items de cada subescala y los de la escala global. La correlación encontrada fue superior a r= 0,51, para la cohesión, y a r= 0,42 para la adaptabilidad (13).

El trabajo desarrollado por Polaino-Lorente & Martínez Cano usando la FACES III (13) derivó en la formulación de una escala de 20 itemes, 8 relativos a cohesión, 8 relativos a adaptabilidad y 4 referidos a los hijos. Esta versión, así compuesta es la denominada CAF. La confiabilidad para la escala total, evaluada a través del coeficiente de alpha de Cronbach fue de 0,78. Dado que el análisis factorial realizado por estos investigadores, los llevaron a identificar 6 factores y no sólo dos como habían obtenidos los autores de la escala; calcularon los coeficientes de confiabilidad alpha de Cronbach para cada uno de los factores, los que variaron entre r= 0,67 y r= 0,37; recomendando además, continuar los estudios sobre la validez del instrumento.

Habiéndose descrito los coeficientes de confiabilidad de la escala en estas distintas versiones, además de haber detallado las dimensiones que evalúa, se describe a continuación el método utilizado para analizar la validez y confiabilidad, de la versión CAF, en la población chilena. Esta versión española presentaba la ventaja de su traducción por lo que fue la que se aplicó a la muestra del presente estudio

Método

Muestra

El universo de este estudio estuvo constituido por toda la población del gran Santiago residentes en hogares particulares. De él, se seleccionó una muestra estratificada, aleatoria-probabilística en todas sus etapas, de 264 padres y madres, provenientes de 151 familias, que incluyó a 15 comunas.

El muestreo se realizó siguiendo las siguientes etapas:

¾ Selección estratificada de las 34 comunas que conforman el gran Santiago

¾Estratificación con fijación uniforme de comunas de acuerdo a los cuadrantes del plano del gran Santiago y seleccionados probabilísticamente, siguiendo los siguientes pasos:

1. selección aleatoria de manzanas por cuadrante

2. selección aleatoria de hogares por manzana

3. en los hogares seleccionados se entrevistaron a todos las madres y padres de familia que se encontraban presentes.

Algunas definiciones

A continuación se definen operacionalmente las características de los grupos familiares que fueron estudiados con el fin de poder describirlos en términos sociodemográficos.

¾Situación actual unión:

1. Matrimonio civil: casado legalmente y vive actualmente con la pareja

2. Matrimonio civil y religioso: casado legal y religiosamente y vive actualmente con la pareja

3. Conviviente: separado, anulado o soltero, que vive con una pareja sin estar casados legalmente

4. Separado: casado legalmente, pero separado de hecho o anulado, no vive con pareja actualmente.

5. Viudo: estuvo casado legalmente, falleciendo el cónyuge, puede estar o no con otra pareja actual

6. Madre soltera no casada y con hijos

¾Tipo de Familia

1. Nuclear: formada por ambos padres e hijos

2. Monoparental: formada por uno de los padres e hijos

3. Extensa: familia nuclear, otros parientes

¾Causa extinción uniones anteriores

1. Muerte: deceso de uno de los cónyuges

2. Abandono: uno de los cónyuges hizo abandono del hogar

3. Separación: separación de los cónyuges que ya no habitan bajo el mismo techo

4. Divorcio: si bien en Chile no existe el divorcio legal, en la encuesta se pregunto por divorcio, entendiendo por ello, nulidad civil.

¾ Nivel Socio-económico: se utilizó la descripción básica de los Niveles Sociales-Chile de ICCOM-Novaction (16). Se preguntó en forma directa el nivel de ingreso de la familia, educación del jefe de hogar y simultáneamente el encuestador detectaba el tipo de la vivienda y equipamiento del hogar. Los sujetos fueron categorizados en los siguientes niveles socio-económicos:

1. AB nivel socio-económico alto

2. C1 nivel socio-económico medio alto

3. C2 nivel socio-económico medio

4. C3 nivel socio-económico medio bajo

5. D nivel socio-económico bajo

6. E extrema pobreza

¾ Nivel de estudios :

1. Superiores: estudios de nivel universitario

2. Técnico: estudios de nivel técnico

3. Secundarios: educación media

4. Básicos: educación básica

5. Sin estudios: sin asistencia a educación formal, pero no analfabetos

6. Analfabetos: no lee ni escribe

¾Religión:

Los participantes definieron si tenían alguna religión y la señalaron.

Las características sociodemográficas de la muestra se presentan en la tabla 1.

Tabla 1

Descripción de características socio-demográficas de la muestra


Características sociodemográficas de la muestra de padres


Edad del padre

18-24 años

25-34 años

35-49 años

50-65 años

66 y más años

1,7%

16,4%

34,5%

38,8%

8,6%


Edad de la madre

18-24 años

25-34 años

35-49 años

50-65 años

66 y más años

2,0%

21,1%

39,5%

32,7%

4,8%

Tipo de Familia

Nuclear Completa

Monoparental (padre-hijos)

Monoparen-tal (madre-hijos)

Extensa

75,5%

2,0%

13,9%

8,6%


Nivel Socio-económico

Alto

Medio Alto

Medio

Medio Bajo

Bajo

Extrema Pobreza

5,0%

7,9%

22,1%

28,6%

32,1%

4,3%


Escolaridad Padre

Superiores Completos

Superiores Incompletos

Técnicos Completos

Técnicos Incompletos

Secundarios Completos

Secundarios Incompletos

Básicos Completos

Básicos Incompletos

Analfabetos

26,1%

4,5%

16,4%

3,7%

17,2%

14,2%

6,0%

11,1%

0,7%


Escolaridad Madre

Superiores Completos

Superiores Incompletos

Técnicos Completos

Técnicos Incompletoss

Secundarios Completos

Secundarios Incompletos

Básicos Completos

Básicos Incompletos

Analfabetos

22,1%

2,7%

11,4%

0,7%

24,8%

10,7%

9,4%

17,4%

0,7%


Tipo de unión

Matrimonio civil y religioso

Sólo matrimonio civil

Convivencia

66,7%

20,9%

12,4%


Uniones anteriores

Uniones anteriores padre

Uniones anteriores madre

10%

12%


Número de hijos actual unión

Ninguno

Uno

Dos

Tres

Cuatro

Cinco

Seis

Diez

7,5%

34,0%

33,3%

13,6%

6,8%

3,4%

1,4%


Religiosidad de los padres

Católica

Sin religión

Evangélica

Adventista

Protestante

Mormona

Otros

68,0%

9,9%

4,6%

0,7%

0,7%

1,3%

14,8% (*)


(*) Porcentaje de padres que no respondieron la pregunta sobre cual era su religiosidad.

De las características sociodemográficas presentadas en la tabla 1, queremos destacar que respecto de la edad de los padres, estos se agruparon mayoritariamente en la adultez madura (un 73,9% se ubicó en los rangos de edad entre los 35-49 y 50-65 años), no variando significativamente la distribución según la edad de la madre y del padre. Un 75% de las familias encuestadas eran nucleares, un 15,9% eran hogares monoparentales y el resto, familias extensas. En relación con el nivel socioeconómico, un 12,9% pertenecía a clase alta y media alta, un 58,6% al nivel medio, un 32,1% a clase baja y un 4,3% a extrema pobreza. Cerca del 27% de los padres había accedido a educación superior, un 16,1% a la educación técnica, 33,5% a la educación secundaria, 22% a la educación básica y un 0,7% eran analfabetos. Respecto del tipo de unión, un 66,7% de los padres se encontraba casado tanto civil como religiosamente; un 20,9% sólo civilmente y un 12,4% de las uniones eran del tipo de convivencia. Un 88% de las madres y un 90% de padres no habían tenido uniones anteriores a la actual. En relación al número de hijos de la actual unión, el 30,8% de las familias tenían dos hijos, un 21,1% tenía tres hijos, 18% un solo hijo y un 17,3% cuatro hijos y el resto se distribuyeron entre aquellos que no tenían hijos (4,5%) o que tenían 5 o más (8,3%). Se trató de una muestra que se definió mayoritariamente como católica (70,9%).

Instrumento

El instrumento utilizado fue la escala de Cohesión y Adaptabilidad Familiar (CAF) de Olson, Russell & Sprenkle (FACES III), en la versión utilizada en la validación realizada en España por Polaino-Lorente & Martínez Cano (1998b).

Procedimiento

El grupo de encuestadores estuvo conformado por un total de 21 alumnos de Psicología, previamente entrenados por dos de los coinvestigadores y los dos ayudantes de investigación, quienes los supervisaron en terreno. Los datos fueron tabulados por los dos ayudantes de investigación, psicólogos titulados.

La encuesta y la escala CAF se aplicó en la casa de las familias seleccionadas y fue contestada por todos los padres y que se encontraban presentes en el momento de la aplicación.

Con posterioridad a la aplicación de la escala se llevó a cabo un análisis factorial de ésta, por tratarse de un estudio de carácter exploratorio, con la finalidad de evaluar si la estructura que teóricamente poseía, considerando las dimensiones evaluadas, se confirmaba a través de las interrelaciones empíricas de los ítemes de la escala. Los hallazgos de este análisis, en el que se identificaron siete factores y no dos, encontrados por los autores de la escala, nos orientaron a la realización de un análisis factorial de 2ª orden a objeto de contrastar empíricamente, si efectivamente se constataba la existencia de las dos dimensiones identificadas en la versión FACES III.

Los resultados que a continuación se detallan corresponden a la base de datos de 255 padres, (dado que de los 264 padres y madres, nueve fueron eliminados debido a que no contestaron todos los ítemes de la escala) lo que permite compararlos con los obtenidos en la versión española, toda vez que en la citada investigación se consideraron también los cuestionarios contestados sólo por los padres.

Resultados

Análisis de la validez

Análisis Factorial Exploratorio

El primer paso fue analizar la matriz de intercorrelaciones de los items que componían el cuestionario. Este análisis mostró que todos los items correlacionaron con alguno de los demás, con coeficientes altos, excepto el item 13, cuya correlación más alta fue de 0.12, la cual se establecía respecto del item 1. Podía decirse, por tanto, que la realización de un análisis factorial era pertinente.

En segundo lugar, se realizó un análisis factorial exploratorio, cuyos datos se presentan a continuación en la tabla 2.

Tabla 2

Análisis factorial exploratorio: Porcentaje de varianza explicada por 7 factores


Solución no rotada inicial

Solución con rotación varimax

Factores

Eigenvalue

Porcentaje de varianza explicada

Porcentaje de varianza acumulada

Eigenvalue

Porcentaje de varianza explicada

Porcentaje de varianza acumulada


1

2,903

14,514

14,514

2,415

12,073

12,073

2

2,065

10,325

24,839

1,834

9,169

21,242

3

1,365

6,824

31,663

1,584

7,920

29,163

4

1,246

6,232

37,895

1,421

7,104

36,267

5

1,180

5,902

43,797

1,283

6,417

42,684

6

1,143

5,716

49,513

1,225

6,127

48,811

7

1,072

5,362

54,876

1,213

6,064

54,876


A partir de los datos señalados en la tabla 2 se observa que en la solución inicial no rotada existe un factor general que da cuenta del 14,51 % de la varianza total del instrumento, seguido por un segundo factor que explica el 10,33%. Los otros cinco factores tienen un valor explicativo menor al dar cuenta de un porcentaje de varianza explicada que fluctúa entre 6,82% y 5,36%.

Análisis Factorial de 2º Orden

Considerando que el modelo teórico en el que se sustenta la escala es uno de tres factores, donde el factor de comunicación es mediador de los otros dos factores; que la validación empírica es de dos factores denominados "cohesión" y "adaptabilidad" respectivamente; y que el análisis exploratorio realizado en Chile había encontrado una estructura de siete factores; es que realizamos un análisis factorial de 2º orden, empleando esta vez, como base, el análisis de los componentes principales del modelo factorial de siete factores, obtenido en Chile.

Los datos del citado análisis se presentan en la tabla 3.

Tabla 3

Análisis factorial de 2º orden: Porcentaje de varianza explicada por dos factores


Solución no rotada inicial

Solución con rotación varimax

Factores

Eigenvalue

Porcentaje de varianza explicada

Porcentaje de varianza acumulada

Eigenvalue

Porcentaje de varianza explicada

Porcentaje de varianza acumulada


1

1,946

27,799

27,799

1,805

25,783

25,783

2

1,391

19,866

47,665

1,532

21,881

47,665

3

,943

13,478

61,142

4

,849

12,133

73,275

5

,799

11,413

84,689

6

,759

10,838

95,527

7

,313

4,473

100,000


Como puede observarse en la tabla 3, el análisis factorial de 2º orden identificó la existencia de dos factores, los que en conjunto dan cuenta del 47,67 % de la varianza explicada. El factor 1 explica el 25,78 % de la varianza y el factor 2, el 21,88 %. Este hallazgo es concordante con lo encontrado por los autores de la escala en su versión FACES III.

Estructura de la escala

A continuación se presenta en la tabla 4 el resumen de la organización factorial de la escala CAF, en Chile.

Tabla 4

Resumen organizacional factorial de la escala CAF en Chile y los items que los constituyen

Dada la baja correlación obtenida por el ítem 13 (-0,0097 y 0,1436), no se lo incluyó en ningún factor (item 13: "Cuando nuestra familia se reúne para hacer algo no falta nadie").

Se procedió a realizar un nuevo análisis de la matriz de intercorrelaciones y la significación de los coeficientes para determinar cuales factores se correlacionaban más alto entre sí y agruparlos en los dos factores del análisis factorial de 2º orden.

Dicho análisis, nos permitió agrupar los factores 1, 3 y 4 en un primer factor de 2º orden y los factores 2, 5, 6 y 7 en un segundo factor, también de 2º orden.

Dado que en el caso del 1er. factor de 2º orden, el factor 1 presenta una alta correlación con el factor 3 (0.67) y que el factor 4 muestra una correlación significativamente menor (0.20) , que el factor 3 se correlaciona con el factor 4 en 0.24 y que los contenidos del factor 1 se encuentran fuertemente relacionados con la dimensión de "cohesión", al aludir a la unidad afectiva, es que se puede denominar este factor de 2º orden como "cohesión". Los itemes que constituyen el factor 3 se refieren a la responsabilidad familiar y el 4 a la flexibilidad familiar.

Respecto de los factores que se agruparon en el segundo factor de 2º orden, las correlaciones entre los distintos subfactores que lo conforman fluctuaron entre 0.21 y 0.13. El análisis de los contenidos de los mismos nos permitió establecer que ellos hacían referencia respectivamente, a la participación familiar, a la cooperación familiar, al uso del tiempo libre y a los acuerdos familiares, por lo que se puede denominar este factor de 2º orden como "adaptación".

Análisis de la confiabilidad

Confiabilidad de la escala CAF según el modelo de 7 factores

Se ha obtenido un coeficiente alpha estandarizado de 0,65 para la escala completa, comparado con los obtenidos por los autores de la escala (0,68), el obtenido en la población chilena se ajusta al de los autores. En todos los casos, los valores son buenos y reflejan una confiabilidad aceptable de la escala. Sin embargo, el hecho de que en nuestra investigación se eliminara el ítem 13 por su bajo potencial discriminativo, acortándose la escala, permite comprender que en parte el coeficiente de confiabilidad sea más bajo. La tabla 5 presenta los coeficientes de confiabilidad por factor encontrados en Chile según la estructura factorial exploratoria que arrojó 7 factores.

Tabla 5

Coeficientes de confiabilidad alpha de Cronbach estandarizados para cada factor
según la estructura factorial obtenida en el análisis exploratorio en la investigación chilena


Factor

Coeficiente de Confiabilidad


1

0.5535

2

0.5238

3

0.5987

4

0.3865

5

0.2767

6

0.3073

7

0.3882


 

Confiabilidad de la escala CAF según el modelo de 2 factores

Cuando se calculan los coeficientes alpha de Cronbach según la estructura de dos factores obtenidas en el análisis factorial de 2º orden, se obtiene para el factor 1 un coeficiente estandarizado de 0.64 y de 0.46 para el factor 2.

Se desprende de lo anterior que el promedio de la confiabilidad obtenida para cada uno de los siete factores calculados de manera independiente (0.44) mejora cuando se calcula el promedio de los coeficientes alpha de Cronbach para los dos factores de 2ª orden, al alcanzar ahora éste a 0.55. El coeficiente para la escala total luego de realizado el análisis factorial de 2º orden es de 0.55 estandarizado. Los resultados anteriores se presentan en la tabla 6.

Tabla 6

Coeficientes de confiabilidad alpha de Cronbach estandarizados para cada factor
según la estructura factorial obtenida en el análisis factorial de 2ª orden


Factor de 2º Orden

Factores de 1er. Orden
que conforman el
factor de 2º orden

Coeficiente de Confiabilidad


1

1 - 3 - 4

0,6361

2

2 - 5 - 6 - 7

0,4569


     

Cuando se comparan los resultados del análisis factorial exploratorio y el de 2º orden para las tres bases de datos, es decir: base padres y madres, base sólo padres y base sólo madres, se observa que tanto las composiciones factoriales, los porcentajes de varianza explicada, como los índices de confiabilidad alpha de Cronbach son similares entre sí. Se realizó una comparación conjunta de las puntuaciones obtenidas en las bases de datos arriba mencionadas a través de un análisis de varianza (ANOVA), no apreciándose diferencias estadísticamente significativas entre ellas con un nivel de confianza de 99%. Lo anterior permite desestimar la presencia de un sesgo por falta de independencia entre las respuestas entregadas por los padres y aquellas dadas por las madres. Los resultados anteriores se presentan en la tabla 7.

Tabla 7

Comparación resultados análisis factorial exploratorio y de segundo orden para bases
completa de padres y madres y bases separadas para padres y madres

Bases


Análisis Factorial Exploratorio

Análisis Factorial de 2º Orden



n

N° Factores

% Varianza Explicada

Alpha 20 items

n

N° Factores

% Varianza Explicada

Alpha 7 Factores

Factor 1

Factor 2

 

Padres y Madres

255

7

54,88

0,65(*)

264

2

47,67

0,54(*)

0,64(*)

0,46(*)

Padres

112

7

60,55

0,67(*)

117

2

48,9

0,52(*)

0,65(*)

0,44(*)

Madres

143

7

55,9

0,63(*)

147

2

47,7


0,60(*)

0,62(*)

0,47(*)


(*) p<0,01

Discusión

A pesar que el tamaño de la muestra seleccionada fue pequeño, debido a que estadísticamente la investigación tenía un carácter exploratorio de búsqueda del comportamiento de la escala para evaluar la aplicabilidad de ésta en la población chilena, la representatividad de la muestra se sustenta teóricamente. En efecto, el hecho de que el interés de la estratificación es obtener unidades de análisis homogéneas dentro de los estratos (comunas) y heterogéneos entre ellos, el procedimiento seguido para la selección de la muestra cumplió con el criterio de agrupación de unidades muestrales homogéneas entre sí en estratos, mejorando así la precisión de las estimaciones globales. Respecto al componente de sesgo de la muestra, la selección de las familias no se realizó tomando en cuenta el tamaño del grupo familiar sino que a la familia como unidad muestral y en forma aleatoria, dentro de cada cuadrante y manzana. Esto último permite concluir que el sesgo se pudo corregir y minimizar (17).

En la metodología utilizada para la aplicación de la escala al interior de cada familia, se consideró que las respuestas de padres y madres de un mismo grupo familiar eran independientes entre sí, por lo que los resultados obtenidos de los análisis realizados provienen de una base en la que figuran las respuestas de los padres y las madres. Teóricamente, sin embargo, esta metodología puede introducir un sesgo en las respuestas, ya que dos sujetos provenientes de una misma familia pueden responder de modo similar a la escala. Considerando lo anterior es que se realizaron los análisis correspondientes para los padres y madres por separado, comparándolos con aquellos en que se consideran conjuntamente las respuestas de padres y madres. Tal análisis tuvo como objeto verificar empíricamente si se introducía un sesgo.

Tanto para el análisis factorial exploratorio como para el de 2º orden, las composiciones factoriales y los porcentajes de varianza explicada no arrojan diferencias estadísticamente significativas, excepto en la varianza explicada por la base padres en que si hay una leve diferencia respecto a los otros dos porcentajes de varianza explicada. Esta última diferencia, sin embargo, prácticamente desaparece al efectuar el análisis factorial de 2º orden, por lo que se puede afirmar que un sesgo debido a la falta de independencia de los datos no se sustenta empíricamente (18).

La realización del análisis factorial exploratorio encontró que la escala poseía una estructura factorial de siete factores, la que explica el 54,88% de la varianza total del instrumento. A pesar de que el porcentaje de la varianza explicada puede considerarse bueno, no era congruente con el cuerpo teórico del Modelo Circumplejo y los resultados del análisis factorial realizado en la FACES III, ya que en este último caso, la estructura factorial fue de sólo dos factores.

Cuando se parte del supuesto de que existe uno o más factores que agrupan a factores de primer orden, se justifica la realización de un análisis factorial de 2° orden. Al realizar este procedimiento, se comprobó el modelo teórico en el que se sustenta la escala, ya que se encontraron dos factores de 2° orden, que en su conjunto explican el 47,67% de la varianza total del instrumento (considerando que la realización de un análisis factorial de 2º orden no es un procedimiento ampliamente utilizado, es que recomendamos revisar un buen ejemplo de la aplicación del mismo en Marsh & Hocevar (19)).

Dado que el porcentaje de varianza explicada por siete factores (54,88%) es superior al explicado por el porcentaje de varianza por los dos factores de 2º orden, se podría pensar que la escala tiene una estructura de siete factores de 1er. orden y dos de 2º orden, lo que evidentemente cuestionaría la validez de constructo de la escala en Chile. Al respecto, cabe señalar que una estructura de 7 factores no se confirma cuando se realiza un gráfico de sedimentación entre los componentes principales de la escala y los autovalores iniciales para cada factor. En efecto, en el gráfico 1 se puede observar que los mayores autovalores iniciales corresponden a los dos factores identificados en el análisis factorial de 2° orden.


Figura 1. Sedimentación de autovalores iniciales e ítemes de la escala CAF

Por otro lado, hay que tener en cuenta que dado que los factores corresponden a constructos psicológicos, parte de la variabilidad total también es explicada por otras variables que no están siendo medidas por la escala y por ende, no se requiere de una varianza explicada demasiado alta para afirmar la validez de constructo apoyada en dos factores. Lo antes dicho además, puede sustentarse en el principio de parsimonia que se aplica en ciencia, según el cual la simplicidad y la sencillez son una cualidad deseable de un modelo o de una teoría (20). Aplicado esto al análisis factorial, podemos afirmar que un modelo factorial de dos factores es más útil que un modelo que necesita de siete factores para explicar el comportamiento familiar.

El análisis de la matriz de intercorrelaciones y la significación de los coeficientes nos llevó a agrupar los factores de 1er. orden: 1, 3 y 4 como 1er. factor de 2º orden y el segundo factor de 2° orden agrupó a los factores de 1er. orden : 2-5-6-7. Por su parte el análisis de las correlaciones de cada factor y el análisis de contenido respectivo, nos llevó a denominar estos factores respectivamente como "cohesión" y "adaptabilidad", al igual como los habían denominado Olson, Russell & Sprenkle.

Respecto de la confiabilidad, se obtuvo un coeficiente de confiabilidad alpha de Cronbach para la escala total de 0,65 estandarizado, considerando la estructura factorial exploratoria, esto es, de 7 factores. Este coeficiente baja a 0,55 si se realiza sobre la estructura factorial de 2º orden, valor bastante inferior al obtenido por los autores de la escala en su versión FACES III. Al respecto hay que tener presente que en nuestra investigación se eliminara el ítem 13, por su bajo potencial discriminativo, con lo cual la escala se acorta aún más, siendo posible explicar en parte, los coeficientes de confiabilidad fuesen más bajos. Por otro lado, la muestra utilizada en Chile, si bien fue aleatoria y estratificada, su tamaño fue pequeño atendiendo al hecho de que se trató de una investigación de carácter exploratorio.

Hay que destacar por otro lado, que cuando se calcula el promedio de la confiabilidad obtenida para los factores específicos, la tendencia se invierte; esto es, la confiabilidad mejora cuando se considera el promedio para el modelo de dos factores comparado con el de siete factores. Estas diferencias se pueden entender si se aprecian de modo analítico dichos coeficientes. Es así que para los tres primeros factores, lo coeficientes fluctúan entre 0,60 y 0,52, mientras que para los otros cuatro factores estos coeficientes bajan a valores que oscilan entre 0.39 y 0,27, lo que significa que estos últimos tienen un bajo poder para dar cuenta del comportamiento de los individuos frente al test. Estos resultados constituyen otra evidencia de la bondad del modelo factorial de 2 factores, ya que en este caso, como se dijo el promedio de la confiabilidad mejora.

En la confiabilidad obtenida para cada uno de los factores derivados del análisis factorial en la FACES III se obtuvieron los siguientes índices: cohesión, r = 0,77; adaptabilidad, r =0,62 (10).

Respecto a los factores derivados del análisis factorial de 2º orden realizado en Chile, los índices de confiabilidad obtenidos fueron: para cohesión r =0,64 y para adaptabilidad r =0,46. Estos índices, si bien son más bajos a los obtenidos por los autores, concordante con la disminución del coeficiente obtenido para la escala total, muestra una tendencia semejante a la encontrada en la FACES III, lo que indica que el factor cohesión tiene más peso en explicar el funcionamiento familiar que el factor de adaptabilidad, sugiriéndose la conveniencia de realizar futuras investigaciones que permitan entender este comportamiento. Las diferencias encontradas pueden deberse al tamaño de la muestra utilizada.

De los resultados se desprende además, la conveniencia de que esta escala se use en forma completa y no cada factor como constituyendo una subescala separada. En relación con lo anterior, hay que agregar que ello es concordante con el modelo teórico en el que se sustenta la escala, toda vez que una familia para que funcione adecuadamente requiere tener una buena cohesión, así como también los recursos que se exploran en la dimensión de adaptabilidad. La comprensión dinámica del interjuego de estas dos dimensiones determinará los procedimientos a implementar clínicamente en una psicoterapia orientada a esa familia.

Conclusiones

La administración de esta escala cumplió con el propósito de evaluar su aplicabilidad en la población chilena. La confiabilidad y la validez encontradas permiten concluir que este instrumento es susceptible de ser utilizado en nuestra población, no obstante sería recomendable replicar el estudio con una muestra de mayor tamaño, buscando mejorar los índices de confiabilidad obtenidos.

Los datos presentados permiten afirmar que la Escala de Cohesión y Adaptabilidad Familiar (CAF) es válida desde el punto de vista de su contenido y estructura factorial. A esta conclusión puede llegarse al analizar la documentación sobre la validez de contenido y el comportamiento de las respuestas al cuestionario por la muestra chilena.

El modelo factorial encontrado corresponde a uno de dos factores de 2º orden. El primero de éstos es el factor de "cohesión", conformado por los factores de 1er. orden 1, 3 y 4; y el segundo el de "adaptación", integrado por los factores de 1er. orden 2, 5, 6 y 7.

Estos 2 factores de 2º orden explican el 47,67% de la varianza de los datos y constituyen una estructura de contenido congruente con los factores descritos por los autores de la escala.

Desde el punto de vista de su confiabilidad, en este trabajo se presentan los resultados relativos a la fiabilidad del instrumento, que pueden calificarse de aceptables, puesto que se ha obtenido un alpha de Cronbach estandarizado para la escala completa, según la estructura de dos factores, es de 0,55 y valores de 0.64 y 0.46 para cada uno de los factores, todos estandarizados.

Introducción. Se presentan los resultados obtenidos para estimar la confiabilidad y la validez de la versión española de la escala de Cohesión y Adaptabilidad Familiar (CAF) en su versión FACES III de Olson, Russell & Sprenkle, validada por Polaino-Lorente & Martínez Cano, para el diagnóstico del funcionamiento familiar en la población chilena. Método. La muestra estuvo constituida por 255 padres y madres pertenecientes a 151 familias seleccionadas al azar en el Gran Santiago. Resultados. El estudio muestra la validez y la confiabilidad de la versión española de la FACES III. En efecto, el coeficiente alpha de Cronbach obtenido fue de 0,55 considerado aceptable. La validez de constructo fue estimada a partir del análisis factorial de los componentes principales, encontrándose los mismos dos factores identificados en la escala original. Cuando se realiza un análisis factorial de 2º orden, se obtiene una validez explicada de 47,67%.

Palabras clave: familiad, diagnóstico, validez, confiabilidad

Referencias

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Dirección postal:
Beatriz Zegers
Escuela de Psicología, Universidad de los Andes
Santiago
E-mail: bzegers@uandes.cl


La presente investigación ha sido financiada con Fondos de Ayuda a la Investigación FAI de la
Universidad de los Andes; Proyecto PSI-001-2000.

Escuela de Psicología, Universidad de los Andes, Santiago, Chile (BZ)
Escuela de Psicología, Universidad de los Andes, Santiago, Chile (MEL, AT, ID)
Facultad de Medicina, Universidad Complutense, Madrid, España (APL)

Psicólogo

Recibido: octubre de 2001 Aceptado: marzo de 2003