Se autoriza el uso de este material citando su procedencia:
\nNoblejas de la Flor, M.A. (2000). Fiabilidad de\u00a0 los tests PIL y Logotest. NOUS: Bolet\u00edn de Logoterapia y An\u00e1lisis Existencial.\u00a0 (4), 81-90.<\/p>\n
FIABILIDAD DE LOS TESTS PIL Y LOGOTEST<\/p>\n
M\u00aa \u00c1ngeles NOBLEJAS DE LA FLOR<\/p>\n
INTRODUCCI\u00d3N<\/p>\n
Validar instrumentos o crear nuevas herramientas que ayuden en la praxis logoterap\u00e9utica es necesario para ubicar nuestro quehacer en el actual paradigma cient\u00edfico, en pos de su objetividad. <\/p>\n
La ciencia es, al mismo tiempo, capaz de progresar y falible. Por ello, contando con una postura abierta, ha de reconocer sus l\u00edmites, desde una actitud \u00e9tica. En esta l\u00ednea, suscribimos las palabras de Boado de Landaboure (1994, p. 1):<\/p>\n
?La hiper o hipovaloraci\u00f3n de test y t\u00e9cnicas, encubre muchas veces la inseguridad personal de quien maneja el recurso y conlleva a la empobrecida circunstancia de trastocar lo que es propiamente humano por el resultado de lo t\u00e9cnico. Esto, sin duda, ha engendrado distorsiones iatrog\u00e9nicas originando fundadas cr\u00edticas desde diversos enfoques. Estas cr\u00edticas no invalidan los instrumentos si no que plantean la necesidad de conocer sus alcances y l\u00edmites.
\nTanto la rutina profesional como la innovaci\u00f3n apresurada entra\u00f1an el grave riesgo de la despersonalizaci\u00f3n?.<\/p>\n
Para avanzar en el conocimiento del hombre estudiamos aspectos particulares, pero nunca hemos de olvidar que el ser humano es siempre m\u00e1s de lo que sabe de s\u00ed y puede saber m\u00e1s de lo que alg\u00fan otro sabe de \u00e9l\u00a0 (Jaspers, 1996).<\/p>\n
Finalmente, debemos resaltar la necesidad de asumir lo que otras disciplinas, como pueden ser en este caso la estad\u00edstica, han establecido como procedimientos objetivos; siempre que no nos sit\u00faen en una visi\u00f3n reduccionista y determinista del ser humano.<\/p>\n
En esta l\u00ednea, en este art\u00edculo nos planteamos estudiar la fiabilidad de la versi\u00f3n espa\u00f1ola de los dos test logoterap\u00e9uticos m\u00e1s difundidos: el Purpose In Life (PIL) desarrollado en los Estados Unidos (Crumbaugh, 1969) y el Logotest desarrollado en Alemania (Lukas, 1986). Los lectores interesados pueden encontrar una breve descripci\u00f3n de ambos test en un trabajo anterior (Noblejas, 1999).<\/p>\n
Dos son los requisitos fundamentales que han de cumplir los instrumentos de medici\u00f3n psicol\u00f3gicos para asegurar la calidad de los datos que ser\u00e1n analizados: la validez y la fiabilidad.<\/p>\n
La validez se puede definir (Bisquerra, 1987) como el grado en que un instrumento mide lo que pretende medir. Esta afirmaci\u00f3n parece algo obvio pero, por ello, es quiz\u00e1s el aspecto m\u00e1s complicado de objetivar. Se habla de varios tipos de validez ligados a procedimientos espec\u00edficos de tratamiento del problema. La ?validez de contenido? se da cuando los items representan el contenido que se pretende medir. En este sentido, desde los conocimientos de la logoteor\u00eda se puede corroborar que los items representan los contenidos relacionados con la cuesti\u00f3n logoterap\u00e9utica del sentido; espec\u00edficamente Lukas explicita el objetivo de cada una de sus preguntas y su conexi\u00f3n con la logoteor\u00eda. Este \u00faltimo aspecto nos llevar\u00eda directamente a otro concepto muy cercano que ser\u00eda la ?validez de constructo?, que determina en qu\u00e9 medida el test es congruente con una teor\u00eda o un constructo hipot\u00e9tico. Hay varias formas de objetivar esta validez, una de las m\u00e1s habituales es el an\u00e1lisis factorial con el que se confirma la estructura que se asigna a un test. En este sentido, podemos recordar el ajuste de las partes del logotest a sus componentes factoriales (Noblejas, 1999).<\/p>\n
La ?validez concurrente? consiste en comparar las puntuaciones de la prueba con otros indicadores paralelos o criterios externos. En este sentido se han realizado diferentes trabajos como comparar las puntuaciones de sentido con pruebas de psicohigiene general (Lukas, 1986),\u00a0 ansiedad, autoestima, satisfacci\u00f3n en la vida, bienestar existencial (Shek, 1993), e incluso con el test cumplimentado por personas cercanas a las que lo rellenaban inicialmente (Crumbaugh, 1969).<\/p>\n
Por \u00faltimo, la ?validez predictiva? ofrece un \u00edndice del grado en que una prueba sirve para predecir comportamientos futuros. En este sentido Crumbaugh (1969) fue capaz de predecir el orden de puntuaciones de varios grupos con ciertas caracter\u00edsticas y Noblejas (1997 y 1998) el comportamiento de grupos de personas con problemas de drogadicci\u00f3n en programas de tratamiento.<\/p>\n
La fiabilidad se puede definir (Bisquerra, 1987) como la constancia o estabilidad de los resultados que proporciona un instrumento de medida. Los coeficientes de fiabilidad se interpretan como una correlaci\u00f3n, consider\u00e1ndose que valores superiores a 0,75 indican alta fiabilidad. La objetivaci\u00f3n de los diferentes matices de los aspectos recogidos en el test en diversas preguntas conducen a una mayor fiabilidad y al mismo tiempo al aumento del n\u00famero de items planteados. Esto aclara la regla que indica que a m\u00e1s items, mayor fiabilidad y que, incluso, nos permite calcular cu\u00e1ntos items necesitar\u00edamos para alcanzar una fiabilidad deseada.<\/p>\n
Hay varios m\u00e9todos para evaluar la fiabilidad:<\/p>\n
–\tM\u00e9todos de consistencia interna. Se basan en obtener coeficientes de consistencia de los datos recogidos en los diferentes tests rellenados. Los m\u00e1s empleados son los coeficientes de Kuder-Richardson (espec\u00edficamente el que se conoce como f\u00f3rmula 20) que se usan para tests con items dicot\u00f3micos y el coeficiente alfa de Cronbach, aplicable a escalas de varios valores posibles (y que coincide con el de Kuder-Richardson cuando se usa en su c\u00e1lculo la varianza descriptiva en lugar de la estimada).<\/p>\n
–\tM\u00e9todo del test-retest. Se basa en aplicar la prueba en dos ocasiones distintas a las mismos sujetos y evaluar la correlaci\u00f3n entre ambas mediciones. Tiene el inconveniente de que nada asegura cambios en la situaci\u00f3n de las personas entre una prueba y otra, variable que habr\u00e1 que intentar controlar en lo posible.<\/p>\n
–\tM\u00e9todo de formas paralelas. Se administran dos formularios similares, que no son iguales pero que intentan medir lo mismo, a un grupo de personas y se estudian la similitud de los resultados por medio de la correlaci\u00f3n, pero con algunas correcciones de sesgo.<\/p>\n
–\tM\u00e9todo de las dos mitades. Consiste en dividir el test en dos partes (pares frente a impares o la primera mitad frente a la segunda) y buscar la correlaci\u00f3n entre ambas (para lo cual se puede usar el coeficiente de Spearman-Brown o los coeficientes de Guttman).<\/p>\n
Estos m\u00e9todos est\u00e1n tomados de la Teor\u00eda Cl\u00e1sica de los Test; no abordamos la aproximaci\u00f3n de la Teor\u00eda de la Generabilidad o la de la Respuesta al Item (se puede consultar Mart\u00ednez Arias, 1996) por estar considerando un test de autoinforme sencillo sin que se hayan considerado factores de variaci\u00f3n como observadores, situaciones, ensayos, grupos de tareas, etc. Sin embargo, en futuros trabajos, se podr\u00eda tener en consideraci\u00f3n la Teor\u00eda de la Generabilidad para la puntuaci\u00f3n de la parte libre del Logotest por varios observadores independientes.<\/p>\n
MATERIAL Y M\u00c9TODO<\/p>\n
Los tests PIL y Logotest fueron rellenados por 841 personas en un muestreo no probabil\u00edstico de tipo casual.<\/p>\n
La descripci\u00f3n de ambos instrumentos puede encontrarse en sus manuales (Crumbaugh y Maholick, 1969; Lukas, 1986) o en una s\u00edntesis presentada anteriormente (Noblejas, 1999). Para facilitar la lectura del presente art\u00edculo incluimos la agrupaci\u00f3n de preguntas en factores y partes en las tablas 1 y 2.<\/p>\n
\u00a0 \u00a0 \u00a0 Tabla 1. Agrupaci\u00f3n factorial de las preguntas del test PIL.<\/p>\n
FACTORES\tPREGUNTAS (por orden de importancia en el factor)
\nExperiencia de sentido (FP2)\tP2 P5 P1 P9 P19 P20 P17
\nPercepci\u00f3n de sentido (FP1)\tP11 P16 P4 P6 P10 P12 P9 P20 P17
\nMetas y tareas (FP3)\tP13 P3 P8 P7 P20 P17 P19
\nDial\u00e9ctica destino-libertad (FP4)\tP14 P15 P18<\/p>\n
\u00a0 \u00a0 Tabla 2. Agrupaci\u00f3n en partes y factorial de las preguntas del Logotest.<\/p>\n
PREGUNTAS\tPARTES del test\tFACTORES
\n\t\tFL1\tFL2\tFL3\tFL4\tFL5\tFL6
\nLI1\t<\/p>\n
Parte I
\nContenidos de sentido\t\t\t\t\t\tX
\nLI2\t\t\t\tX
\nLI3\t\t\t\t\t\t\tX
\nLI4\t\t\t\tX
\nLI5\t\t\t\t\t\t\tX
\nLI6\t\t\t\t\tX
\nLI7\t\t\t\t\tX
\nLI8\t\t\t\t\tX
\nLI9\t\tX
\nLII1\t<\/p>\n
Parte II
\nS\u00edntomas de frustraci\u00f3n existencial\tX
\nLII2\t\tX
\nLII3\t\tX
\nLII4\t\tX
\nLII5\t\t\t\tX\tX
\nLII6\t\tX
\nLII7\t\tX
\nLIII1\tParte III
\nCasos propuestos y propio\t\t\t\t\tX
\nLIII2\t\t\t\t\t\tX
\nLIII3A Escala de Sentido\t\t\tX
\nLIII3B Escala de Actitud\t\t\tX
\nLos nombres de los factores son: FL1 Frustraci\u00f3n existencial, FL2 Balance existencial, FL3 Metas y tareas, FL4 Intereses y compromisos, FL5 Flexibilidad axiol\u00f3gica y FL6 Sentido en el entorno.<\/p>\n
Como an\u00e1lisis estad\u00edsticos de la fiabilidad hemos seleccionado, de entre los m\u00e1s frecuentes en la bibliograf\u00eda: el coeficiente alfa de Cronbach y los coeficientes de Guttman (en concreto recogemos el Lambda 4 o de ?l\u00edmites inferiores? y el Lambda 6) y de Spearman-Brown para el an\u00e1lisis en dos mitades (por el m\u00e9todo de preguntas pares frente a impares).<\/p>\n
Todos los an\u00e1lisis se han realizado con el procedimiento RELIABILITY del paquete de estad\u00edstica SPSS.<\/p>\n
\tRESULTADOS Y DISCUSI\u00d3N<\/p>\n
Los resultados encontrados para los dos test como conjuntos los recogemos en la tabla 3.<\/p>\n
\u00a0 Tabla 3. Estad\u00edsticos de fiabilidad de los test logoterap\u00e9uticos.<\/p>\n
ESTAD\u00cdSTICO\tTest PIL\t\u00a0 Logotest
\nAlfa\t0.879\t0.513
\nAlfa estandarizado\t0.892\t0.539
\nGuttman (Lambda 4)\t0.838\t0.412
\nGuttman (Lambda 6)\t0.893\t0.584
\nSpearman-Brown\t0.838\t0.591<\/p>\n
Los estad\u00edsticos encontrados para el test PIL indican una gran fiabilidad, similar a la encontrada tanto por sus autores como por otros estudios: Shek (1986) en China (0.84 para la alfa de Cronbach y 0.82 para el coeficiente de Guttman) o Reker y Cousins (1979) en Estados Unidos (0.87 para Speraman-Brown y 0.79 para un test-retest).<\/p>\n
Centr\u00e1ndonos, ahora, en el Logotest, podemos ver que los \u00edndices de fiabilidad son bajos. La autora del mismo (Lukas, 1986), informa en su baremaci\u00f3n de un coeficiente de fiabilidad de Spearman-Brown de 0.835, para una divisi\u00f3n de la parte I del test en dos mitades, lo que supone un \u00edndice muy alto para un sub-test de 9 preguntas. As\u00ed mismo, justifica con la teor\u00eda de Rash la unidimensionalidad del test y la incorporaci\u00f3n de items. <\/p>\n
Las relaciones de las distintas partes del test con la estructura factorial y sus relaciones ya las estudiamos (Noblejas, 1999) con resultados muy similares respecto a los planteamientos de la autora en su construcci\u00f3n. Sin embargo, en el caso de la fiabilidad, la versi\u00f3n espa\u00f1ola no da resultados parecidos.<\/p>\n
Intentamos, en todo caso, una aproximaci\u00f3n m\u00e1s detallada a las diferentes partes del test, aunque s\u00f3lo con el coeficiente alfa de Cronbach ya que permite el estudio de la fiabilidad con bajo n\u00famero de preguntas (no hay que dividirlas en dos grupos) y porque las variaciones entre los distintos \u00edndices de fiabilidad no son importantes. Para ello se han estudiado: la fiabilidad de las partes originales de la prueba, de combinaciones de \u00e9stas, as\u00ed como de los factores y algunas combinaciones de \u00e9stos. Se obtienen los resultados de la tabla 4.<\/p>\n
\u00a0 Tabla 4. Estad\u00edsticos de fiabilidad para algunas partes del Logotest.<\/p>\n
LOGOTEST agrupaciones\tCoef, Alfa\tCoef. Alfa estandarizado
\nTotal\t0.513\t0.539
\nParte I\t0.364\t0.367
\nParte II\t0.507\t0.527
\nParte III\t0.335\t0.353
\nPartes I y II\t0.459\t0.493
\nPartes II y III\t0.486\t0.512
\nFactor 1 (? Parte II)\t0.289\t0.418
\nFactor 2 (LIII3 A y B)\t0.635\t0.687
\nFactor 3\t0.342\t0.332
\nFactor 4\t0.400\t0.400
\nFactor 5 (LIII 1 y 2)\t0.604\t0.604
\nFactor 6\t0.299\t0.307
\nFactor 3, 4 y 6 (? Parte I)\t0.418\t0.408<\/p>\n
Para la definici\u00f3n de factores ver Noblejas (1999), aunque aqu\u00ed se han considerado las preguntas sin coeficientes de ponderaci\u00f3n.<\/p>\n
Seg\u00fan estos datos, para la versi\u00f3n espa\u00f1ola del Logotest, la parte de la estructura original que m\u00e1s fiabilidad aporta ser\u00eda la II o recogida de los s\u00edntomas de frustraci\u00f3n, que cuenta con 7 preguntas. La parte I (que recoge las \u00e1reas de sentido con 9 preguntas) y la parte III (preguntas por la felicidad ?LIII1-, sufrimiento ?LIII2- y escalas de sentido ?LIII3A- y actitud ?LIII3B-), son las que aparecen con peor fiabilidad. Esta \u00faltima parte III, sin embargo, analizada como los dos factores diferenciados que contiene (F2 y F5), aporta un importante incremento de la fiabilidad, m\u00e1xime considerando que s\u00f3lo est\u00e1n compuestas de dos puntajes cada uno, llegando a 0.60.<\/p>\n
La consideraci\u00f3n del resto de los factores no tiene mayor inter\u00e9s; simplemente resaltar que la correcci\u00f3n de la parte I y parte II en las dos preguntas que cambian de factor (ver Noblejas, 1999) hacen, respectivamente, aumentar y reducir su fiabilidad ligeramente.<\/p>\n
Tenemos que destacar que hasta ahora no hemos tenido en cuenta uno de los aspectos que influye sobremanera en los resultados de fiabilidad: la longitud del test, o n\u00famero de items que lo componen.
\nBas\u00e1ndonos en la ecuaci\u00f3n de Spearman-Brown, podemos obtener la fiabilidad de un test con un n\u00famero distinto de items paralelos al test original (ver Mart\u00ednez Arias, 1996):<\/p>\n
Cf = Nf ? Ci \/( Ni + (Nf-Ni)? Ci )<\/p>\n
Siendo Cf el coeficiente de fiabilidad para una longitud final Nf y Ci el coeficiente de fiabilidad de la longitud inicial Ni.<\/p>\n
Aplicando esta correcci\u00f3n para un hipot\u00e9tico test (semejante al Logotest) de 20 preguntas, la parte II pasar\u00eda a tener una fiabilidad de 0.761 y la parte III, 1 y 2, (correspondiente al factor 5), tendr\u00eda una fiabilidad de 0.813. Esto, considerando que se est\u00e9 en disposici\u00f3n de desarrollar un test de 20 preguntas sobre los aspectos indicados sin problemas en las propiedades de los items, ya nos situar\u00eda en condiciones de fiabilidad m\u00e1s aceptables.<\/p>\n
En definitiva, esta baja fiabilidad del Logotest puede estar ilustrando un viejo problema de la teor\u00eda cl\u00e1sica de los test. La fiabilidad (interna) exige altas correlaciones entre los items y la validez (predictiva) exige bajas correlaciones entre los mismos para atender a los diferentes aspectos del tema que se pretenden recoger. Recu\u00e9rdese adem\u00e1s que el Logotest pretend\u00eda abordar aspectos no presentes en el PIL y que tiene una estructura intr\u00ednseca m\u00e1s diferenciada.<\/p>\n
En esta disyuntiva, muchos autores aconsejan (ver, por ejemplo, Guilford y Fruchter, 1978) que cuando se dan conflictos entre el inter\u00e9s de recoger aspectos diferenciados de un constructo y el deseo de obtener coeficientes de fiabilidad altos se opte por bater\u00edas de test y no por tests simples.<\/p>\n
\tCONCLUSIONES<\/p>\n
El estudio de la fiabilidad de los tests PIL y Logotest, a partir de los datos obtenidos en las baremaciones espa\u00f1olas, nos lleva a verificar el comportamiento del PIL como una prueba fiable. Sin embargo, se han encontrado unos coeficientes bajos para el Logotest. Esto \u00faltimo nos plantea la posibilidad de una mejora de este test, posiblemente a trav\u00e9s de estudios y desarrollos estad\u00edsticos relacionados con el incremento del n\u00famero de preguntas para cada uno de los factores que comprende.<\/p>\n
M\u00aa \u00c1ngeles NOBLEJAS DE LA FLOR es doctora en CC. de la Educaci\u00f3n y Vicepresidenta de la Asociaci\u00f3n Espa\u00f1ola de Logoterapia.<\/p>\n
\tBIBLIOGRAF\u00cdA<\/p>\n
– Bisquerra, R. (1987). Introducci\u00f3n a la estad\u00edstica aplicada a la investigaci\u00f3n educativa. Barcelona: Promociones Publicaciones Universitarias.
\n– Boado de Landaboure, N.B. (1994). Escala existencial de A. L\u00e4ngle y C. Orgler. Un instrumento t\u00e9cnico para el abordaje preventivo, diagn\u00f3stico y terap\u00e9utico. Buenos Aires: Fundaci\u00f3n Argentina de Logoterapia.
\n– Crumbaugh, J.C. y Maholick, L.T. (1969). Manual of instructions for the Purpose In Life test. Saratoga: Viktor Frankl Institute for Logotherapy.
\n– Guilford, J.P. y Fruchter, B. (1978). Estad\u00edstica aplicada a la psicolog\u00eda y la educaci\u00f3n. Bogot\u00e1: McGraw Hill.
\n– Jaspers, K. (1996). Psicopatolog\u00eda general. M\u00e9xico: Fondo de Cultura Econ\u00f3mica.
\n– Lukas, E. 1986 (Versi\u00f3n castellana de 1996) Logo-test. Test para la medici\u00f3n de la ?realizaci\u00f3n interior de sentido? y de la ?frustraci\u00f3n existencial?. Ed. Almagesto: Buenos Aires. (Se ha confrontado tambi\u00e9n con otra traducci\u00f3n del original alem\u00e1n de J.Coloma).
\n– Mart\u00ednez Arias, R. (1996). Psicometr\u00eda: teor\u00eda de los tests psicol\u00f3gicos y educativos. Madrid: S\u00edntesis.
\n– Noblejas, M.A. (1997). Meaning levels and drug-abuse therapy: an empirical study. The International Foum for Logoterapy, 20, (1), 46-52.
\n– Noblejas, M.A. (1998). Evaluaci\u00f3n de los abandonos en las primeras fases de un programa de tratamiento de drogadicci\u00f3n. NOUS, (2), 73-79.
\n– Noblejas, M.A. (1999). Estructura factorial de los tests PIL y Logotest. NOUS, (3), 67-84.
\n– Reker, G.T. y Cousins, J.B. 1979. Reliability of the Seeking Of Noetic Goals (SONG) and Purpose In Life (PIL) tests. Journal of Clinical Psychology. 35, (1), 85-91.
\n– Shek, D.T.L. 1986. The purpose in life questionnaire in a chinese context: some psychometric and normative data. Chinese Journal of Psychology. 28, (1), 51-60.
\n– Shek, D.T.L. (1993). The chinese Purpose-In-Life test and psychological well-being in chinese college studentes. The International Forum for Logotherapy, 16, (1), 35-41.<\/p>\n","protected":false},"excerpt":{"rendered":"
Se autoriza el uso de este material citando su procedencia: Noblejas de la Flor, M.A. (2000). Fiabilidad de\u00a0 los tests PIL y Logotest. NOUS: Bolet\u00edn de Logoterapia y An\u00e1lisis Existencial.\u00a0 (4), 81-90. FIABILIDAD DE LOS TESTS PIL Y LOGOTEST M\u00aa \u00c1ngeles NOBLEJAS DE LA FLOR INTRODUCCI\u00d3N Validar instrumentos o crear nuevas herramientas que ayuden en<\/p>\n