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Terapia psicológica

versão On-line ISSN 0718-4808

Ter Psicol v.25 n.1 Santiago jun. 2007

http://dx.doi.org/10.4067/S0718-48082007000100004 

 

TERAPIA PSICOLÓGICA 2007, Vol. 25, N° 1, 51-62

ARTÍCULOS ORIGINALES

 

Errores Estándar De Medida Condicionales para las Normas Metropolitanas de la Adaptación Chilena Del EPQ-R: Aplicación de un Modelo Binomial a un Test de Personalidad

Conditional Standards of the Error of Measurement for the Chilean Norms of the EPQ-R: Applying a Binomial Model to a Personality Test

 

Rene Gempp Fuentealba1, Sergio Cuesta Safnrio2

1 Escuela de Psicología, Universidad Alberto Hurtado, Chile
2 Escuela de Psicología, Universidad Mayor, Chile

Dirección para correspondencia


Resumen

El Error Estándar de Medida (EEM) es un índice de la precisión de la puntuación obtenida por una persona en un test. El EEM, sin embargo, no es constante a través de todo el rango de puntuaciones. Estudios teóricos y empíricos indican que el EEM es más pequeño para las puntuaciones cercanas al extremo de la escala y mayor alrededor del centro de la escala. Un valor de EEM que aplica a un nivel de puntuación específica es denominado Error Estándar de Medida Condicional (EEM ). Este trabajo utiliza un Modelo Beta Binomial (Lord, 1964, 1965) para estimar los EEMCOND de las normas chilenas del EPQ-R (N=1666), desarrolladas por Kaplan y Liberman (1992). Se concluye que los EEMCOND proveen información psicométrica más útil sobre las escalas del EPQ-R que el EEM tradicional. Adicionalmente, los resultados muestran la validez del Modelo Beta Binomial como enfoque psicométrico para analizar un test de personalidad. Se entregan recomendaciones prácticas para el uso de los EEMCOND.

Palabras Clave: Error Estándar de Medida Condicional, Error Estándar de Medida, Modelo Beta Binomial, EPQ-R, Personalidad.

Abstract

The Standard Error of Measurement (SEM) is an index of precision of an examinee's test score. The SEM, however, is not constant throughout the full range of scale scores. Both theoretical and empirical studies indicate that the SEM is smaller for scores near the extremes of the scoring scale and larger near the middle of the scale. A value of the SEM that applies to a specific score level is referred to as Conditional Standard Error of Measurement (SEMCOND). This paper uses a Beta Binomial Model (Lord, 1964, 1965) to estimate the SEMCOND for the Chilean norms of the EPQ-R (N= 1666), developed by Kaplan and Liberman (1992). It is concluded that the SEMCOND provides more psychometric insight about the EPQ-R scales than the traditional SEM. In addition, the results show the validity of the Beta Binomial Model as a psychometric framework for analyzing a personality test. Recommendations are given for the practical use of SEMCOND.

Keyword: Conditional Standard Error of Measurement, Standard Error of Measurement, Beta Binomial Model, EPQ-R, Personality.


El propósito de un test psicológico es proveer evidencia replicable (i.e. "fiable") que permita formular inferencias relevantes y fundadas (i.e. "válidas") sobre las personas que lo responden. Estas inferencias se obtienen a partir de una muestra objetiva de la conducta de esas personas. De este modo, un test permite utilizar las respuestas a un conjunto reducido de ítems (una muestra de conducta) para hacer inferencias sobre el universo posible de conductas de un

individuo, en un campo determinado de su funcionamiento psicológico (e.g. personalidad, inteligencia, salud mental, entre otras). Como el resultado de un test es sólo una muestra de los posibles resultados que una persona podría obtener, tiene asociado un margen de imprecisión que en Psicometría es denominado "error de medida". En breve, el error de medida puede concebirse como la discrepancia entre el resultado de una evaluación particular y el promedio de todos los resultados que una persona podría hipotéticamente obtener (Feldt y Brennan, 1989). Aunque este error es imposible de calcular para una persona específica, sí es factible estimar la desviación estándar de los errores de medida para un grupo de personas. Este último indicador es llamado error típico de medida o Error Estándar de Medida (EEM). En la práctica, el EEMpuede obtenerse a partir del coeficiente de Habilidad (e.g. Alfa de Cronbach) y de la desviación típica [DT] de las puntuaciones observadas en un estudio normativo, a partir de la conocida ecuación:

Esta ecuación puede encontrarse en la mayoría de los manuales de evaluación psicológica, mientras un tratamiento más formal de la Habilidad y el EEM puede revisarse en textos de psicometría como el de Muñiz (2001). Un artículo publicado recientemente en esta misma Revista (Gempp, 2006) ofrece una aproximación didáctica al tema y explica el uso del EEM para estimar la Puntuación Verdadera. En el mismo trabajo se presenta un pequeño programa para simplificar estos cómputos, disponible gratuitamente en la dirección web http://www.sigmas.cl/soft/winerror/.

El uso del EEM para cuantificar la incertidumbre asociada a los resultados de un test es ampliamente recomendado en textos básicos de evaluación psicológica (e.g. Anastasi & Urbina, 1998) y promovido resueltamente por normativas técnicas como los Standards for Educational and Psychological Testing (American Educational Research Association [AERA], American Psychological Association [APA] & National Council on Measurement in Education [NCME], 1999), los ETS Standards for Quality and Fairness (Educational Testing Service [ETS], 2002) o las International Guidelines for Test Use (International Test Comission [ITC], 2000). Sin embargo, su aplicación ha estado restringida casi exclusivamente a las pruebas de medición educativa y, en menor proporción, a los tests de inteligencia y aptitudes, mientras que en evaluación clínica o de la personalidad es escasamente utilizado. De hecho, mientras muchos manuales de pruebas de rendimiento máximo reportan el EEM de sus resultados, esta práctica rara vez es imitada en la documentación de las pruebas de personalidad o psicopatología más populares. Esta evidencia advierte que en el área de la evaluación clínica y de la personalidad los usuarios están menos prevenidos de las limitaciones técnicas de los instrumentos que emplean.

Un problema conceptual con EEM convencional es que induce a suponer que el error de medida es constante para todos los niveles de puntuación en la prueba. No obstante, desde hace más de 50 años se descubrió que el EEM no es igual para distintas puntuaciones en el test, sino que varía para diferentes puntajes (Mollenkopf, 1949; Thorn-dike, 1951). Desde entonces se ha acumulado una gran cantidad de teoría y evidencia empírica demostrando que la distribución de los "EEM Condicionales'" (EEMCOND ) a cada nivel de puntaje tiene habitualmente la forma de una U invertida: las puntuaciones cercanas a la media tienen más error de medida que las puntuaciones extremas de la escala (e.g. Blixt & Shama, 1986; Feldt, Steffen & Gupta, 1985; Lord, 1955,1957,1959,1984; Qualls-Payne, 1992). La consecuencia práctica de estos hallazgos es que las decisiones diagnósticas tomadas a partir de una puntuación cercana al promedio grupal contienen más error de medida que aquellas realizadas a partir de una puntuación muy alta o muy baja. Esta proposición es perfectamente congruente con la intuición de muchos usuarios de instrumentos psico-métricos: entre más extremo (alto o bajo) sea un resultado, más fiable es.

Así como muchas fuentes especializadas sugieren el uso del EEM en la estandarización, corrección, interpretación e informe de los tests psicológicos, la necesidad de tomar en cuenta los EEMCOND también ha sido reconocida en varios textos avanzados y normativas técnicas sobre el uso de tests. Por ejemplo, los Standards for Educational and Psychological Testing recomiendan el cálculo y uso de los EEMCOND desde su primera edición (1954) y en todas las revisiones y actualizaciones posteriores (1955,1966,1974, 1985 y 1999). La última versión de los Standards dedica un apartado explícito al EEMCOND, declarando que:

Standard 2.14

Los Errores Estándar de Medida Condicionales se deben reportar para varios niveles de puntuación (...). Cuando se especifiquen puntos de corte para selección o clasificación, los errores estándar de medida se deben reportar en la vecindad de cada punto de corte.

Comentario: La estimación de los Errores Estándar de Medida Condicionales es generalmente factible incluso con los tamaños muéstrales que se utilizan habitualmente para los análisis de fiabilidad. Si se asume que el error estándar es constante para un rango amplio de niveles de puntuación, el fundamento de este supuesto debe ser presentado. (AERA, APA, NCME, 1999, p. 35)

Tal como sucede con el EEM tradicional, la sugerencia de los Standards respecto a los EEMCOND ha tenido cierto impacto en la medición de rendimiento máximo, pero un efecto nulo entre quienes desarrollan, adaptan o emplean tests clínicos o de personalidad. Como prueba de ello, una búsqueda reciente en la literatura especializada arroja apenas dos estudios que examinan los errores de medida condicionales en pruebas de personalidad, específicamente en el MMPI (Saltstone, Skinner & Tremblay, 2001) y en el EPQ-R (Ferrando, 2003). ¿A qué puede atribuirse que el EEMCOND haya merecido tan escasa atención, pese a su innegable utilidad?

Sin pretender una respuesta definitiva, es probable que los múltiples problemas prácticos para calcular los EEM-COND sean los que hayan impedido su popularización en la comunidad de usuarios de tests psicológicos. Entre ellos, el primero y más concreto es que los EEMCOND deben calcularse para cada posible puntaje de la prueba, lo que supone contar con más datos que sólo la Habilidad y la desviación estándar de la muestra normativa, como ocurría con el EEM convencional. A ello se agrega que la estimación de los EEMCOND no aparece como una opción disponible en las rutinas de análisis psicométrico de los paquetes estadísticos más populares (e.g. SAS, SPSS, STATISTICA) sino únicamente en programas especializados de análisis psicométrico, de uso frecuente en el campo de la medición educativa pero casi desconocidos para investigadores clínicos o de la personalidad. Un tercer problema es la falta de claridad sobre el método más apropiado para estimar los EEMCOND, lo que dificulta enormemente optar por una técnica concreta y más aún localizar y programar las ecuaciones y algoritmos necesarios para hacer los análisis.

Entre los métodos disponibles para estimar los EEMCOND se pueden distinguir dos grandes aproximaciones. Una alternativa bastante potente es utilizar análisis basados en Teoría de Respuesta al ítem (TRI), aunque se debe pagar el costo de trabajar con modelos que necesitan muestras más grandes y supuestos más estrictos que los habituales en la investigación psicológica. Como consecuencia, muchos de los modelos de TRI rara vez ajustan a datos de pruebas tradicionales de personalidad (e.g. MMPI, CPI, NEO-FFI, EPQ, etc), lo cual hace que las estimaciones de EEMCOND obtenidas sean poco confiables. Otro problema práctico de la TRI es que requiere operar software y modelos de análisis altamente sofisticados, especialmente cuando los instrumentos tienen ítems politómicos (e.g. escalas tipo Likert), lo que nuevamente escapa a las expectativas y formación de los investigadores en psicología de la personalidad o clínica. Además, el error de medida condicional estimado con TRI no es exactamente equivalente al EEMCOND propiamente tal, lo que añade dificultades adicionales a la tarea1. Aunque recientemente han aparecido varios estudios que intentan aplicar modelos de TRI a pruebas de personalidad o psicopatología, el único trabajo dirigido específicamente a estimar errores de medida condicionales en una prueba de personalidad a partir de TRI es el estudio de Ferrando (2003), referido al EPQ-R. Este autor, sin embargo, investigó los errores de medida basados en TRI y no derivó los correspondientes EEMCOND.

La segunda aproximación reúne a varios procedimientos basados en la Teoría Clásica de los Test o sus derivaciones. En este marco se pueden diferenciar tres grupos de métodos. Los más tradicionales (Mollenkopf, 1949; Thorndike, 1951; Livingston, 1982) requieren muestras relativamente grandes y exigen supuestos poco realistas (e.g. paralelismo estricto entre medidas), además de estar diseñados originalmente para ítems dicotómicos (que son los habituales en pruebas de rendimiento máximo, pero no en tests de personalidad). Sin embargo, bajo ciertas condiciones entregan una buena aproximación a los EEMCOND. Otro grupo de métodos (Jar-joura, 1986;Brennan, 1998) estiman el EEMCOND utilizando Teoría de la Generalizabilidad, lo que tiene el inconveniente de requerir un modelo de análisis escasamente conocido, que además es difícil de comprender y manejar apropiadamente fuera del ámbito de la medición educativa. Por último, el tercer grupo de métodos se basa en la aplicación de los modelos binomiales propuestos por Lord (1964, 1965) para el análisis de pruebas de rendimiento máximo. Aunque estos métodos funcionan sólo con ítems dicotómicos, ofrecen al menos dos grandes ventajas respecto a otras alternativas.

La primera es que se trata de modelos con supuestos empíricamente testeables, lo cual representa un enorme progreso respecto a los restantes modelos clásicos. Como se recordará, laTCT se construye sobre una serie de supuestos (ver Muñiz, 2001, para revisión técnica, o Gempp, 2006, para una presentación didáctica) que no son comprobables: simplemente se asumen sin que exista modo alguno de verificar si son correctos. Los modelos binomiales, en cambio, parten desde una serie de supuestos que, de ser correctos, permiten formular ciertas hipótesis sobre los datos empíricos. Concretamente, permiten predecir la forma que tendrá la distribución de frecuencias de las puntuaciones observadas en el test. Posteriormente estas hipótesis pueden contrastarse directamente con los datos, comparando la distribución de frecuencias hipotetizada por el modelo con la distribución de frecuencias observada en los datos. Si ambas exhiben un grado aceptable de concordancia se puede concluir que las hipótesis del modelo son plausibles en los datos y que, por tanto, los supuestos del modelo son aceptables para ese test en particular. Ello significa que el modelo psicométrico está "ajustado" a los datos y existe aval empírico para las inferencias psicométricas que se hagan del test2.

La segunda ventaja, de tipo eminentemente práctico, es que los modelos binomiales requieren de poca información para estimar los EEMCOND: basta con conocer la distribución de frecuencias de las puntuaciones totales, la confiabilidad y el número de ítems del test, sin que sea necesario conocer el patrón de respuestas o información estadística de cada uno de los ítems. Esta característica facilita estimar los EEMCOND a partir de datos secundarios (e.g. los datos contenidos en las normas del test) sin ninguna necesidad de contar con los datos originales de los ítems. Esto permite, a su vez, que cualquier investigador o usuario pueda estimar errores de medida condicionales a partir de la información contenida en el manual del test o en datos extraídos desde algún estudio de estandarización.

Por las dos razones anteriores no es sorprendente que las propuestas teóricas más fructíferas para estimar los EEM-COND se desarrollaran en el marco de los modelos binomiales (e.g. Lord, 1955, 1984; Keats, 1957) y que en los trabajos comparados ésta sea la aproximación más recomendada (Feldt, et al., 1985; Qualls-Payne, 1992). Sin embargo la casi totalidad de los estudios realizados con este tipo de modelos se circunscriben a problemas de medición educativa o a pruebas de rendimiento máximo. Aparentemente, la única excepción es el trabajo de Saltstone et al. (2001) en que se utilizó un método binomial simplificado para estimar los EEMCOND de las escalas del MMPI.

El objetivo del presente trabajo es demostrar la aplicación de un tipo particular de modelo psicométrico de la familia de modelos binomiales, denominado Modelo Beta Binomial Compuesto de 4 Parámetros (Lord, 1964, 1965) para estimar los EEMCOND de las escalas del Eysenck Personality Questionnaire Revised Version [EPQ-R] adaptado para Chile por Bustos y Meneses (1991). Específicamente, este trabajo se propuso: (1) evaluar el ajuste de un Modelo Beta Binomial Compuesto a las escalas del EPQ-R; (2) estimar los EEMCOND para cada una de las escalas, y (3) comparar los EEMCOND estimados con el EEM tradicional. Todos los análisis del estudio se basan en las normas del EPQ-R para la Región Metropolitana de Chile, producidas por Kaplan y Liberman (1992), que se encuentran todavía en uso. La decisión de utilizar datos secundarios, así como la justificación de los objetivos específicos del estudio ameritan algunas explicaciones adicionales.

Respecto a la relevancia del primer objetivo específico, una revisión de las investigaciones en el área indica que, a la fecha, no se han realizado estudios que apliquen modelos binomiales a pruebas clínicas o de personalidad. Esto se explica, en parte, porque los modelos binomiales originales funcionan mejor cuando los ítems tienen una dificultad homogénea y las puntuaciones del test tienen una distribución aproximadamente normal o, al menos, simétrica. Estos requisitos son, obviamente, irreales para pruebas de psicopatología o personalidad, en que las distribuciones altamente asimétricas son la norma (verMicceri, 1989, para una revisión empírica de la "no normalidad" de la mayoría de las distribuciones de datos en Psicología). Sin embargo, modelos binomiales más complejos y flexibles, como el Modelo Beta Binomial Compuesto (Lord, 1964, 1965) permiten relajar muchos de estos supuestos y deberían ser capaces de ajustarse sin problemas a test de personalidad. El primer objetivo de este estudio apunta en esa dirección y pretende explorar empíricamente si este tipo de modelo psicométrico funciona apropiadamente con datos de un test de personalidad.

En línea con el razonamiento anterior, el segundo objetivo específico se justifica en la medida que pretende aportar resultados empíricos sobre los EEMCOND de un cuestionario de personalidad ampliamente utilizado, como el EPQ-R, respecto del cual se carece actualmente de esa información. El tercer objetivo surge de la necesidad de poner en perspectiva los EEMCOND y comprobar si la información psicométrica que aportan para un test de personalidad es lo suficientemente valiosa en comparación con el EEM tradicional, como para justificar el esfuerzo técnico que significa su cálculo.

Por último, consideramos preferible utilizar datos secundarios provenientes del estudio de estandarización del EPQ-R en la Región Metropolitana, en lugar de recoger una nueva muestra, fundamentalmente por dos razones. La primera es de tipo pragmático: al trabajar con los datos de Kaplan y Liberman (1992), los presentes resultados permiten complementar las tablas normativas vigentes para la Región Metropolitana, lo que esperamos contribuya a un uso más informado de ellas. La segunda razón es que la finalidad última que anima este trabajo es mostrar que resulta perfectamente factible estimar los EEMCONDsan. cuando se carezca de información sobre las respuestas a cada uno de los ítems. En este sentido, tal como se demostrará enseguida, los datos disponibles en las tablas normativas son suficientes para hacer las estimaciones necesarias.

Método

Instrumento

El Eysenck Personality Questionnaire es un test de personalidad ampliamente conocido y validado a través del mundo (Barrett, Petrides, Eysenck & Eysenck, 1998). La versión revisada (EPQ-R) fue adaptada para Chile por Bustos y Meneses (1991), mediante la traducción de la mayoría de los ítems y la sustitución de otros. El cuestionario adaptado está compuesto por 100 ítems presentados como preguntas (e.g. "¿Cuando usted sale, le gusta encontrarse con gente conocida?") que deben responderse utilizando dos alternativas ("Si" y "No"). La puntuación de cada ítem es, por tanto, dicotómica.

Los ítems se agrupan en cuatro escalas, de las cuales tres corresponden a las dimensiones básicas de la personalidad propuestas en la teoría del autor: Neuroticismo (24 ítems). Extraversión (23 ítems) y Psicoticismo (32 ítems). En general, la Extraversión [E] es la menos clínica de las dimensiones y se concibe como un continuo de inhibición -excitación temperamental, que se expresa conductualmente en comportamientos, emociones y cogniciones de tipo introvertido, en un polo, y extravertido, en el otro polo. El Neuroticismo [N] es entendido como una predisposición a la irritabilidad e inestabilidad emocional, cuyo polo opuesto es la estabilidad emocional. Puntuaciones altas en esta escala se interpretan como evidencia de malestar psicológico (distress) y sintomatología neurótica clásica. La dimensión de Psicoticismo [P] tiene una definición menos nítida en la medida que involucra rasgos tradicionalmente atribuidos a las personalidades esquizoides y psicopáticas, además de alteraciones conductuales. Aquellos individuos con puntuaciones elevadas en esta escala se caracterizan por un patrón comportamental y afectivo muy cercano al concepto clásico de psicopatía.

A estas tres dimensiones el EQP-R agrega una escala de Veracidad, compuesta por 21 ítems que evalúan deseabilidad social y manejo de impresión, cuya finalidad es aportar un criterio cualitativo a la interpretación de los resultados observados en las tres dimensiones básicas. Debido a su nombre en inglés (Lie) comúnmente se la denomina escala L.

Datos utilizados en el estudio

Los datos utilizados en este trabajo provienen directamente de la Tesis de Licenciatura de Kaplan y Liberman (1992). Estos autores estandarizaron el EPQ-R en la Región Metropolitana de Chile utilizando una muestra no proba-bilística por cuotas, compuesta por 1666 adultos de ambos sexos (798 hombres y 868 mujeres), de más de 20 años de edad, pertenecientes a distintos niveles educacionales y socioeconómicos. Más detalles de la muestra pueden consultarse en el estudio de estandarización.

A partir de esta muestra, Kaplan y Liberman (1992) produjeron varios juegos de normas, en puntuaciones T y Percentiles, diferenciados por sexo, grupo de edad y nivel educacional, todas las cuales son presentadas en el Anexo X de su Tesis. En el presente trabajo se utilizan únicamente los baremos en Puntuaciones T para hombres y mujeres, para las cuatro escalas del EPQ-R adaptado, que corresponden a las ocho tablas que se encuentran al inicio del Anexo X. Debido a los fines del estudio no se consideró necesario analizar las normas para distinto grupo de edad y nivel educacional. Además, hacerlo supondría subdividir excesivamente la muestra.

Una característica particularmente atractiva de los resultados de Kaplan y Liberman (1992) es que son muy detallados e incluyen, además de la equivalencia entre la PuntuaciónBruta, Puntuación T y percentil correspondiente, la distribución de frecuencias absolutas y relativas de las puntuaciones totales de cada escala. La disponibilidad de las distribuciones de frecuencia originales evita inferirlas desde las normas, aumentando la precisión de los análisis. Desde el punto de vista de los análisis que se realizan en este artículo, la distribución de frecuencias permite calcular la media y desviación estándar para cada escala y contar con un criterio para evaluar el ajuste del modelo.

Además, se obtuvieron las medias y desviaciones típicas de cada escala, diferenciadas por género, desde la Tabla 15 de la Tesis (Kaplan & Liberman, 1992, p. 75) y se compararon con las calculadas a partir de la distribución de frecuencias, obteniéndose un resultado consistente3. Las medias y desviaciones típicas para hombres y mujeres en cada escala son presentadas en la Tabla 1.


El último dato necesario para los presentes análisis es una estimación de la habilidad por consistencia interna para cada escala, diferenciada por género, que fue extraída desde la Tabla 6 de Kaplan y Liberman (1992, p. 63). Los coeficientes alfa de Cronbach obtenidos son presentados en la Tabla 1.

Modelo de análisis

Los análisis se llevaron a cabo utilizando el Modelo Beta Binomial Compuesto de 4 Parámetros (Lord, 1964, 1965), una versión generalizada de los modelos bino-miales. La descripción técnica del modelo, sus supuestos y derivación, excede con creces a los objetivos de este trabajo, pero afortunadamente no es imprescindible para comprender su funcionamiento. Básicamente los modelos binomiales asumen que la Puntuación Verdadera del test, expresada como proporción de respuestas correctas (en el rango 0 a 1), tiene una distribución de tipo Beta. Ésta es una distribución de probabilidad para variables continuas cuya forma es descrita por dos parámetros denominados Alfa y Beta. Simultáneamente se asume que para todos los evaluados con una misma Puntuación Verdadera la distribución de sus respectivas Puntuaciones Observadas puede describirse por una distribución de tipo binomial cuyos parámetros corresponderán al número de ítems del test y a la Puntuación Verdadera expresada como proporción. Al combinar ambas distribuciones (beta y binomial) el modelo predice que la distribución de las Puntuaciones Observadas en el test tendrá la forma de una distribución conocida como hipergeométrica negativa. Trabajos clásicos de Keats y Lord (1962) y de Lord y Novick (1968) demostraron empíricamente que esta distribución de probabilidad es bastante flexible y útil para describir apropiadamente la distribución de Puntuaciones Observadas de la mayoría de los tests.

Existen varias versiones del modelo binomial básico recién comentado. La versión Beta Binomial Compuesta de 4 Parámetros utilizada en este trabajo agrega dos parámetros adicionales a la distribución hipotética de las Puntuaciones Verdaderas del test, para acotar los límites inferior y superior de la distribución. De esta manera se logra aumentar la flexibilidad del modelo y mejorar el ajuste a la distribución de Puntuaciones Observadas. Como es fácil deducir, el nombre del modelo se debe al número de parámetros que emplea (Alfa, Beta, Límite Inferior y Límite Superior) para describir la distribución Beta de Puntuaciones Verdaderas, aunque en realidad el modelo completo tiene seis parámetros en total. Los dos restantes corresponden al número de ítems del test (que no necesita ser estimado) y al parámetro k (ver Lord, 1964, 1965) que depende directamente de la fiabilidad del test. En este trabajo, la estimación del modelo se realizó mediante el método desarrollado por Hanson (1991). Para derivar los EEMcondqv\ la misma métrica en que están expresadas las normas (Puntuaciones T) se utilizaron las ecuaciones propuestas por Kolen, Hanson & Brennan (1992). Como insumos básicos para el análisis se emplearon la distribución de Puntuaciones Observadas, el número de ítems y la Habilidad del test, para cada escala, en las muestras de hombres y mujeres, respectivamente.

Resultados

El análisis comenzó estimando los parámetros del modelo Beta Binomial Compuesto de 4 Parámetros y evaluando su ajuste empírico a las distribuciones de frecuencia de cada una de las cuatro escalas del EPQ-R, en las muestras de hombres y de mujeres. Para ello se comparó la distribución predicha por el modelo y la distribución real de puntuaciones observadas. En la Figura 1 se puede observar que en todas las escalas la distribución de frecuencias real (línea delgada segmentada) es muy consistente con la distribución de frecuencias ajustada (línea gruesa continua), lo que indica un buen ajuste del modelo. Como criterio estadístico de evaluación del ajuste se compararon las distribuciones con una prueba de Chi Cuadrado. Los resultados, que se presentan en las Tablas 2 y 3 para la submuestras de cada género, confirman que no hay diferencia significativa (p > 0.05) entres las distribuciones empírica y ajustada en todas las escalas, con la excepción de Psicoticismo en la muestra de mujeres, donde se observa una discrepancia significativa (p = 0.03). No obstante, en términos descriptivos y considerando la razón Chi Cuadrado/g.l. el ajuste puede considerarse satisfactorio (Burnham & Anderson, 2002). En las Tablas 2 y 3 también se presentan los parámetros estimados para el modelo. Es interesante notar que en varios casos el límite inferior de la distribución fue igual cero, lo que hizo innecesario ajustar los cuatro parámetros del modelo, ocasionando un incremento en los grados de libertad del modelo.


 



También puede observarse que las distintas escalas muestran distribuciones muy diferentes entre sí. Mientras Veracidad y Extraversión exhiben distribuciones relativamente simétricas, Psicoticismo presenta una distribución positivamente asimétrica con un rango de variación muy restringido respecto al número máximo de ítems de la escala (35 ítems). Neuroticismo, por su parte, muestra una distribución de puntajes claramente diferente para los hombres que para las mujeres. Para complementar la inspección visual de las distribuciones, en la Tabla 4 se presentan los momentos de la distribución de puntajes normativos expresados en Puntuaciones T, para la muestra de hombres y de mujeres4.


Una vez satisfecho el primer objetivo específico del estudio, se procedió a realizar los análisis necesarios para cumplir con los dos objetivos restantes. Concretamente, se estimaron los EEM tradicionales tanto para los puntajes brutos como para los puntajes normativos en métrica T. Los resultados se presentan en la Tabla 5. Además, se estimaron los EMCOM)para cada puntaje T, en cada una de las escalas. La distribución de los EEMcondqs graficada en la Figura 2 (distribución en forma de U invertida) y se la compara con el EEM tradicional estimado para los puntajes T (línea continua).


Puede apreciarse cómo el EEM tradicional, al ser constante para todos los puntajes, no refleja apropiadamente el nivel de error de cada escala. Por ejemplo, en el caso de Veracidad el error condicional es casi equivalente al EEM en el centro de la escala, pero para las puntuaciones bajo T=45 o sobre T=55 es dramáticamente más bajo.


En Psicoticismo, por su parte, el EEM proporciona una estimación demasiado conservadora del error de medida (3.22 y 3.18 puntos), mientras los EEMCOND advierten que el error de medida en torno al centro de la escala supera los 4 puntos en métrica T y es sistemáticamente superior al EEM para casi todo el rango de la puntuaciones.

En Neuroticismo podemos observar que el error de medida condicional es realmente superior al IíéM estimado en la zona central de la escala, pero decrece significativamente para puntuaciones menores a T=42 o mayores a T=58.

Otros efectos interesantes son algunas asimetrías entre géneros. Por ejemplo, en Extraversión tanto el EEM convencional como los EEMCOND son más altos para los hombres que para las mujeres, indicando que la escala tiene un desempeño psicométrico diferencial por género. Concretamente en estas normas el EPQ-R entrega una medida de Extraversión más precisa para las mujeres que para los hombres.

Discusión

Este trabajo se propuso tres objetivos: (1) evaluar el ajuste de un Modelo Beta Binomial Compuesto a las escalas del EPQ-R adaptado en Chile, (2) estimar los EEMCOND de cada escala y (3) comparar el análisis del error medida basado en el EEM tradicional con el análisis que se desprende de los EEMCOND, para evaluar si estos últimos hacen un aporte significativo que justifique su cálculo.

Respecto al primer objetivo específico los resultados demuestran claramente que el modelo psicométrico utilizado fue capaz de ajustar apropiadamente los datos de las cuatro escalas (N, E, P y L) del EPQ-R. Este hallazgo por sí solo es muy promisorio considerando que hasta la fecha no existen estudios publicados que documenten la factibilidad de usar modelos binomiales en test de personalidad. Además, se observa (ver Figura 1) que el Modelo Beta Binomial Compuesto fue capaz de adaptarse a distribuciones muy disímiles; incluso a aquellas con niveles extremos de asimetría (Psicoticismo). Este resultado sugiere la conveniencia de seguir explorando la aplicación de modelos psicométricos de la familia binomial en test de personalidad, toda vez que el cálculo de EEMCOND es apenas una de las muchas ventajas que ofrecen sobre el modelo clásico (ver Lord, 1964, 1965, para una discusión de algunas aplicaciones).

Al mismo tiempo, el resultado observado en Psicoticismo, típico de las escalas que evalúan rasgos psicopatológicos (la mayoría de los casos se concentranbajo la media), anticipa un buen funcionamiento de estos modelos en escalas clínicas o sintomatológicas, aconsejando la realización de futuros estudios en esta área.

Una limitación para emprender esta tarea es que los modelos binomiales han sido diseñados originalmente para ítems dicotómicos, mientras en evaluación clínica y de la personalidad prima el uso de ítems con formato graduado. Hay dos soluciones al problema. Una es dicotomizar los ítems, dado que en muchos casos no implicará una pérdida significativa de la calidad métrica de la escala (ver López, 2005, para un ejemplo elocuente en el caso de una escala de depresión). Además, desde un punto de vista psicométrico, la puntuación total calculada como la suma de las respuestas a los ítems es siempre un estimador eficiente del rasgo subyacente en el caso de ítems dicotómicos, mientras que tratándose de ítems graduados la sumatoria de los items no siempre representa apropiadamente al rasgo latente medido (van der Ark, 2005). Otra alternativa es recurrir a extensiones recientes de los modelos binomiales diseñados explícitamente para ítems politómicos (Lee, 2001). Aunque es legítimo dudar del valor práctico de modelos tan sofisticados frente a las técnicas tradicionales, una buena razón para recomendar el uso de modelos binomiales es que sirven de puente conceptual y práctico entre el modelo clásico de análisis y construcción de tests y los desarrollos más modernos en el área, íntimamente ligados a la TRI. Dado el rápido avance de estos últimos modelos, es probable que en pocos años los tests convencionales que no incorporen los nuevos avances en psicometría caigan rápidamente en la obsolescencia.

En relación con el segundo y tercer objetivo del estudio, los resultados muestran que los EEMCOND permiten hacer inferencias más precisas sobre la calidad métrica de las escalas que el mero uso del EEM convencional.

En el caso de las escalas sin un componente clínico como Extraversión y Veracidad, la simple inspección de la Figura 2 revela que el EEM subestima levemente el error de medida en el centro de la escala y sobreestima groseramente el error en los puntajes altos o bajos (i.e. 10 puntos de distancia a T=50). ¿Qué consecuencias prácticas tienen estos EEMCOND sobre las decisiones diagnósticas tomadas a partir de estas escalas? Como anticipamos en la introducción, los EEMCOND son más consistentes con las interpretaciones típicas que los usuarios formulan a partir de los tests. Concretamente, que las puntuaciones extremas son más fiables y entregan resultados más consistentes que las puntuaciones en torno al centro de la escala. Por ejemplo, una puntuación T= 35 en Extraversión, obtenida por una mujer, tiene un error de medida de apenas T=2.2 puntos, y no de T=3.2 puntos como indica el EEM convencional. Para puntuaciones aun más bajas en esta escala, el error de medida es prácticamente nulo, de manera que si concluimos que esa persona es introvertida, la certidumbre del resultado es altísima.

Esta típica distribución en forma U invertida de los EEMCOND tiene otras consecuencias prácticas sobre la interpretación de las puntuaciones de los tests. La primera concierne a los errores de clasificación, que surgen cuando se usan las puntuaciones de los tests para asignar a las personas evaluadas a categorías discretas, mutuamente excluyentes. Un ejemplo típico es el uso de puntos de corte en medidas de screening psicopatológico, para lo cual los investigadores intentan encontrar un valor de la escala que maximice simultáneamente la sensibilidad y especificidad de la clasificación diagnóstica. En este caso, la pertinencia de los EEMCOND es mencionada en el Standard 2.14 previamente citado (AERA, APA, NCME, 1999, p. 35). Brevemente explicado, el problema es que la metodología habitual para identificar puntos de corte (Curvas ROC) no incorpora el dato del error de medida de la escala. Sin embargo, al tomar en cuenta esa información sabemos que mientras más lejano se encuentre el punto de corte del centro de la escala, menor error de medida tendrá, logrando una clasificación más consistente, Si se considera la distribución de los EEMCOND junto a la sensibilidad y especificidad, es posible estimar el error de clasificación debido a errores de medida e incorporarlo formalmente al análisis y establecimiento de los puntos de corte (e.g. Hanson, 1991).

Otra implicancia concreta de la forma de U invertida que suele tener la distribución de los EEMCOND es arrojar una nueva perspectiva sobre la importancia del coeficiente de Habilidad en la interpretación de los resultados del test. El coeficiente de Habilidad es un indicador del grado en que los resultados de un test pueden generalizarse a los resultados que una persona podría obtener si fuera evaluada con una medida equivalente del mismo constructo. Tal como hemos planteado en un trabajo anterior (Gempp, 2006), el coeficiente de Habilidad es un medio para cuantificar el error de medida y no un fin en sí mismo. Si consideramos la distribución de los EEMCOND, debemos concluir que la Habilidad no es la misma para todo el rango de puntuaciones del test y que las puntuaciones más extremas son más fiables que las puntuaciones cercanas a la media de puntuaciones. Ello significa, entre otras cosas, que un test con una Habilidad moderada podría, no obstante, entregar decisiones altamente fiables cuando éstas se basen en puntuaciones extremadamente altas o bajas.

Por otro lado, en las escalas que evalúan características clínicas como Psicoticismo, la discrepancia entre el EEM y los EEMCOND es más dramática, mostrando que el primer indicador subestima sistemáticamente el error de medida de la escala y que sólo los EEMCOND son sensibles a la asimetría en la distribución de puntuaciones. Ello vuelve a alertar sobre la importancia de explorar el análisis de los errores condicionales de medida en escalas diseñadas para evaluar psicopatología5.

En cuanto a la aplicación práctica de los resultados obtenidos, anunciada en la introducción del artículo, éstos permiten complementar las normas elaboradas por Kaplan y Liberman (1992). Por ejemplo, si un varón obtiene 18 puntos en la escala de Neuroticismo las normas indican que le corresponde una puntuación T=60, y los presentes resultados añaden que esa puntuación tiene un error asociado de T=2,8 puntos. Algunas guías para asistir la interpretación de los tests utilizando el error de medida han sido discutidas en Gempp (2006).

Para finalizar, creemos pertinente concluir este artículo con una breve reflexión acerca de la escasa disponibilidad de datos públicos sobre los tests adaptados y construidos en Chile y en Latinoamérica. Una mirada imparcial a la historia de la Psicología muestra que los tests psicológicos son uno de los desarrollos tecnológicos más exitosos de la disciplina. Además, los tests son empleados continuamente en el trabajo académico y profesional de los psicólogos. Por ello, sorprende la ausencia de una base de datos organizada que compile y sistematice en forma periódica los instrumentos disponibles, sus fundamentos técnicos y baremos interpretativos, como mínimo. Creemos que la inexistencia de herramientas de este tipo es indirectamente responsable del uso poco informado y riguroso del instrumental psicométrico, con las múltiples consecuencias negativas que esto genera. A ello se agrega que los artículos publicados en revistas especializadas rara vez proporcionan suficiente información técnica para que los lectores puedan formar sus propias conclusiones o realizar estudios independientes sobre los resultados reportados, lo que evidentemente retrasa el desarrollo científico de la disciplina. Como ejemplo de estas dificultades, la elaboración de esta investigación debió dedicar muchos meses de trabajo sólo a la tarea de localizar datos normativos sobre el EPQ-R con la información necesaria para hacer las estimaciones (que, recordemos, se reduce simplemente a la distribución de frecuencias, medias, desviaciones típicas y habilidades de cada escala). Lamentablemente, muchos autores son reticentes a compartir sus datos y/o plantean abiertamente su aprensión de que un re-análisis detecte algún error en sus propios resultados.

En este sentido, creemos que propuestas como la de Wicherts, Borsboom, Kats & Molenaar (2006) referidas a que las revistas especializadas soliciten a los autores un respaldo electrónico de sus datos en la Web, es una iniciativa constructiva que bien podría resultar un aporte en el medio latinoamericano. Por último, sentimos un deber felicitar la honestidad intelectual de tantos autores de Tesis de Licenciatura quienes, como Kaplan & Liberman (1992), exponen abiertamente sus resultados para ser utilizados en la comunidad científica, contribuyendo así al desarrollo colectivo de la Psicología.

 

Notas

1 El llamado error de medida en el contexto de la TRI es verdaderamente un error de estimación del rasgo latente que subyace al modelo. Para fines prácticos, esta estimación de error sólo es útil cuando las puntuaciones del test se calculan a partir de los patrones de respuesta a los ítems mediante algún procedimiento inherente a la TRI como la máxima verosimilitud o la estimación bayesiana. Cuando la puntuación en el test se calcula simplemente sumando las respuestas a los ítems (es decir, el método habitual), los EEM son la estimación de error más apropiada.

2 La capacidad de los modelos binomiales para comprobar empíricamente los supuestos en que se basan es la causa de que sean denominados genéricamente "Teoría Fuerte" (o Robusta) de la Puntuación Verdadera, en comparación con la TCT, que al no contar con mecanismos para comprobar sus propios supuestos es catalogada como "Teoría Débil" de la Puntuación Verdadera. Nótese que la incapacidad de la TCT para comprobar sus propios supuestos la convierte en una tautología y no en una Teoría científica propiamente tal.

3 Sin embargo, los valores calculados a partir de la distribución de frecuencias y los presentados en la Tabla 15 de Kaplan y Liberman (1992. p. 75) no coinciden con los reportados en el Anexo X de la misma Tesis. Suponemos que podría tratarse de un error tipográfico de esa sección del informe.

4 Puede observarse que, a diferencia de lo que cabría teóricamente esperar para las Puntuaciones T, la media y desviación típica no corresponden a 50 y 10 puntos, respectivamente, Aparentemente las normas están construidas centrando la distribución en las medias reportadas en el Anexo X de la Tesis que, sin embargo, discrepan de las medias empíricas de la distribución y de las exhibidas en otra sección del mismo estudio (ver Nota 3). Ignoramos a qué se debe esta decisión que, en todo caso, no afecta los resultados del presente trabajo toda vez que la transformación entre las puntuaciones y puntuaciones T es perfectamente lineal (r = 1) en todos los casos.

5 No obstante, debe tomarse en cuenta que este resultado también es producto de que las puntuaciones T no estén centradas en la media empírica de la distribución (ver Nota 4).

 

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(Rec: 17 de Abril 2007 Acep: 17 de Mayo 2007)

Correspondencia a: Rene Gempp, Escuela de Psicología Universidad Alberto Hurtado, Barroso 26, Santiago, Chile. Email: rgempp@uahurtado.cl. Material complementario a este artículo puede encontrarse en la dirección web http://www.sigmas.cl/papers/error/

 

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