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Avances en Psicología Latinoamericana

Print version ISSN 1794-4724

Av. Psicol. Latinoam. vol.35 no.3 Bogotá Sep./Dec. 2017

http://dx.doi.org/10.12804/revistas.urosario.edu.co/apl/a.4724 

Artículos

Estructura latente de las funciones ejecutiuas en adolescentes: inuarianza factorial en función del sexo*

Latent Structure of Executiue Functions in Adolescents: Factorial Inuariance across Sex

Estrutura latente das funções executiuas em adolescentes: inuariância Fatorial atraués do sexo

Vanessa Arán Filippetti**  , Mariana B. López*** 

** Ph.D. Centro Interdisciplinario de Investigaciones en Psicología Matemática y Experimental (CIIPME - CONICET). Corresponden cia: Teniente General Juan Domingo Perón 2158 (C.P. C1040AAH). Buenos Aires, República Argentina. Correo electrónico: vanessaaranf@gmail.com.

*** Ph.D. Centro Interdisciplinario de Investigaciones en Psicología Matemática y Experimental (CIIPME - CONICET).República Argentina

Resumen

Los objetivos del presente estudio fueron (i) analizar la estructura latente de las funciones ejecutivas (fe) en adolescentes y (ii) comprobar su invarianza factorial (configural, métrica, escalar, estructural y residual) en función del sexo. Se trabajó con una muestra de 125 adolescentes de 11 a 15 años de edad de ambos sexos a los que se les administraron diferentes tareas de fe. Se empleó análisis factorial confirmatorio (AFC) y AFC multigrupo (AFCMG). El AFC ofreció apoyo a la estructura de tres factores separados pero relacionados: (i) memoria de trabajo, (ii) alternancia o shifting e (iii) inhibición. Además, el AFCMG reveló que la estructura de tres fac tores es invariante en función del sexo, lo que permite la comparación entre los grupos de las dimensiones halladas. Finalmente, el análisis multivariado de varianza (MANOVA) reveló diferencias significativas en el factor alternancia a favor de las mujeres. Se discuten los resultados en términos de la naturaleza dimensional del constructo en adolescentes y de las diferencias de rendimiento cognitivo en función del sexo.

Palabras-clave: funciones ejecutivas; invarianza fac torial; sexo; adolescentes

Abstract

This work aimed at (i) analyzing the latent structure of Executive Functions (EF) in adolescents and (ii) testing factorial invariance (configural, metric, scale, structural, and residual) between the sexes. We worked with a sample of 125 adolescents aged 11-15 years of both sexes, who were administered different EF tasks. Confirmatory Factor Analysis (CFA) and Multi-group CFA (MGCFA) analyses were used. CFA supported the structure of three separate but related factors: (i) wor king memory, (ii) cognitive flexibility, and (iii) inhi bition. Furthermore, MGCFA revealed that three-factor structure is invariant between the sexes, allowing for a comparison between the groups with reference to the components that were found. Finally, Multivariate Analysis of Variance (MANOVA) revealed significant differences in the factor of shifting in favor of girls. Results are discussed in terms of the dimensional nature of the construct in adolescents and of the differences in cognitive performance according to sex.

Key words: Executive function; factorial invariance; sex; adolescents

Resumo

Os objetivos do presente estudo foram (i) analisar a estrutura latente das funções executivas (fe) em adoles centes e (ii) comprovar a sua invariância fatorial (i.e., de configuração, métrica, escalar, estrutural e residual) através do sexo. Trabalhou-se com uma amostra de 125 adolescentes de 11 a 15 anos de idade de ambos os sexos aos que se administram diferentes tarefas de fe. Empregou-se análise fatorial confirmatória (AFC) e AFC multigrupo (AFCMG). A AFC ofereceu apoio para a estrutura de três fatores separados, mas relacionados: (i) memória de trabalho, (ii) flexibilidade cognitiva e (iii) inibição. Além disso, a AFCMG revelou que a es trutura de três fatores é invariante através do sexo, o que permite a comparação entre os grupos dos compo nentes achados. Finalmente, a análise multivariada de variância (MANOVA) revelou diferenças significativas no fator flexibilidade cognitiva a favor das mulheres. Discutem-se os resultados em termos da natureza dimen sional do constructo em adolescentes e das diferenças de rendimento cognitivo em função do sexo.

Palavras-Chave: funções executivas; invariância fatorial; sexo; adolescentes

Introducción

El término funciones ejecutivas (FE) hace refe rencia a una serie de procesos cognitivos necesarios para establecer objetivos, identificar y organizar los pasos que se requieren para alcanzarlos y ejecutar estos pasos de manera eficaz (Lezak, 2012). Se consideran procesos cognitivos de alto orden, en tanto permiten el control de la conducta y su adap tación flexible al contexto, en función de objetivos vinculados con las características de la situación específica y al aprendizaje previo del individuo. Según Chevalier (2015), la fe siempre se orienta hacia un objetivo por su naturaleza y constituye un importante predictor del éxito en la vida.

En los últimos años, se ha generado un debate en torno a si las FE pueden entenderse como (i) un sistema unitario o (ii) un constructo integrado por factores separados pero relacionados (the unity-but-diversity view). La evidencia a favor de un constructo unitario se encuentra en estudios previos que han comprobado que la estructura de las FE en preescolares (Wiebe, Espy & Charak, 2008; Wiebe et al., 2011), en niños (Xu et al., 2013) y en adultos (de Frias, Dixon & Strauss, 2006) se explica por medio de un factor general. Sin embargo, un im portante cúmulo de investigaciones sostiene que las fe tienen una naturaleza tanto unitaria como diversa, por lo que ambas posturas deberían con siderarse al abordar el estudio de estas funciones. De acuerdo con esta visión, la naturaleza de las fe es diversa, en tanto es un constructo integrado por diferentes dimensiones, pero simultáneamente unitaria, dado que estos factores están relaciona dos, lo que supone la existencia de un mecanis mo subyacente en común (Arán Filippetti, 2013; Collette et al., 2005; Lehto, Juujarvi, Kooistra & Pulkkinen, 2003; Miyake et al., 2000).

En general, los estudios a favor de la hipótesis multidimensional coinciden en señalar la existen cia de tres dimensiones ejecutivas tanto en niños como en adultos. Así, por ejemplo, Welsh, Pennington y Groisser (1991) hallaron tres componentes ejecutivos en niños de 8 a 12 años de edad que denominaron como: (i) fluidez/velocidad de res puesta, (ii) sostenimiento de la actividad y (iii) planificación. Consistentemente, Levin et al. (1991) encontraron una estructura factorial integrada por tres factores en niños de 7 a 15 años que interpre taron como: (i) asociación semántica/conceptos, (ii) ausencia de perserveración y (iii) planifica ción/estrategia. Por su parte, Miyake et al. (2000) emplearon las técnicas de análisis factorial confir matorio (AFC) para identificar los subcomponentes del constructo en 137 jóvenes adultos y hallaron tres factores moderadamente correlacionados pero separados que definieron como: (i) alternancia, (ii) memoria de trabajo/actualización e (iii) inhibición. Tomando como base este modelo, Lehto et al. (2003) hallaron, consistentemente, una estructura integrada por tres dimensiones en niños de 8 a 13 años que interpretaron como: (i) memoria de traba jo (MT), (ii) inhibición y (iii) alternancia. Otro es tudio en esta línea es el de Brocki y Bohlin (2004), quienes hallaron una solución factorial conformada por 3 factores (i.e., desinhibición, velocidad/arousal y memoria de trabajo/fluidez) en niños de 6 a 13 años de edad. Más recientemente, Arán Filippetti (2013) encontró una estructura factorial integrada por tres factores ejecutivos (memoria de trabajo, flexibilidad cognitiva e inhibición) en niños de 8 a 12 años de edad.

Si bien, existe, por lo tanto, sólida evidencia a favor de a una estructura factorial integrada por tres factores ejecutivos tanto en niños como en jóvenes adultos, persiste la escasez de estudios que analicen la estructura de las fe en adolescentes y su invarianza factorial en función del sexo. Analizar la naturaleza dimensional de las fe en diferentes periodos evolutivos es de gran relevancia, teniendo en cuenta las divergencias que existen respecto del número de factores ejecutivos en función de la edad y la muestra analizadas. Así, si bien hay estudios que han hallado una estructura diversa en poblaciones de niños (Aran Filippetti, 2013; Brocki & Bohlin, 2004; Letho et al., 2003; Levin et al., 1991; Welsh et al., 2001) y jóvenes adultos (Miyake et al., 2000), existen igualmente investi gaciones que han demostrado que en preescolares (Fuhs & Day, 2011; Wiebe et al., 2011), en niños (Reyes, Barreyro & Injoque-Ricle, 2014; Xu et al., 2011) y en adultos (de Frias et al., 2006), las fe se explicarían mejor por medio de un único factor. Por lo tanto, considerando que la relación entre los componentes de fe cambiaría a lo largo del desarrollo, es importante analizar la estructura y cómo interactúa cada dimensión del constructo en diferentes franjas etarias (Best, Miller & Jo nes, 2009).

En lo que respecta a la invarianza factorial de la estructura del constructo de fe, en diferentes estu dios se ha examinado si esta es invariante en fun ción del sexo, la edad y el estrato socioeconómico (ESE). Así, por ejemplo, de Frias et al. (2006) halla ron una estructura unitaria invariante (i.e., configural y métrica) en función del sexo y de la edad en adultos de 55 a 85 años. Consistentemente, Wiebe et al. (2008, 2011) encontraron una estructura uni taria invariante en función del sexo y del ese en niños preescolares. Por su parte, Arán Filippetti (2013) halló que la estructura factorial de las FE en niños de 8 a 12 años es invariante en función del ese. Más recientemente, Monnette, Bigras y Lafrenière (2015) comprobaron que la estructura de dos factores -inhibición y MT/flexibilidad- hallada en preescolares es invariante en función del sexo. Si bien, se encuentran, por lo tanto, al gunos estudios que han examinado la invarianza factorial del constructo en función de diferentes variables sociodemográficas, no se hallan inves tigaciones que analicen si la estructura de las fe es invariante en función del sexo en adolescentes. Teniendo en cuenta que en estudios previos se ha demostrado que existen diferencias de rendimiento entre niños y niñas en tareas que valoran la memo ria, la atención (Matute, Sanz, Gumá, Rosselli & Ardila, 2009), la creatividad (Krumm, Lemos & Arán, 2014), el aprendizaje verbal, la velocidad de procesamiento de información (Martins et al., 2005) y el control ejecutivo (Wiebe et al., 2008), entre otras, se considera relevante comparar el desempeño en tareas de fe entre varones y mu jeres examinando, previamente, si la estructura del constructo es invariante en función del sexo.

Con base en lo expuesto, los objetivos del pre sente estudio fueron los siguientes: (i) analizar la estructura latente de diferentes tareas que valoran las FE en una muestra de adolescentes; (ii) com probar su invarianza factorial (configural, métri ca, escalar, estructural y residual) en función del sexo y (iii) examinar las diferencias de sexo en cada dimensión ejecutiva. Para responder a estos objetivos se empleó AFC y AFC multigrupo (AFCMG). Considerando la evidencia teórica y empírica previa se formularon las siguientes hipótesis: (i) la estructura de las FE es diversa y está integrada por tres dimensiones ejecutivas, (ii) la estructura de las FE es invariante en función del sexo, es decir, esta estructura es equivalente en varones y mujeres y (iii) existen diferencias de rendimiento en tareas ejecutivas según el sexo de los adolescentes.

Método

Participantes

La muestra estuvo compuesta por un total 125 adolescentes de ambos sexos de 11 a 15 años de edad, residentes en la ciudad de Santa Fe, Argen tina. A partir de la información obtenida en el establecimiento escolar, los criterios de inclusión fueron (i) adolescentes que no presenten anteceden tes clínicos, neurológicos ni psiquiátricos; (ii) que cursen sus estudios escolares con regularidad; (iii) sin repitencia escolar. Previo a la administración de las tareas cognitivas, se administró el test de inteligencia k-bit (Kaufman & Kaufman, 2000) para constatar que los adolescentes presentaran un desempeño dentro del rango normal esperado para la edad. El funcionamiento intelectual se encontró dentro del rango normal esperado para la edad (M = 95,59; DE = 10,58).

Instrumentos

KBIT, test breve de Inteligencia deKaufman (Kaufman & Kaufman, 2000)

Ofrece una medida de la inteligencia verbal (Gc) y no verbal (Gf) y consta de dos subtests: (i) vocabulario (verbal/cristalizada/conocimientos), que incluye la parte A para valorar el vocabulario expresivo y la parte B para valorar definiciones y (ii) matrices (manipulativa/fluida/procesamiento mental).

Memoria de trabajo, wisc-iv (Wechsler, 2005)

Permite obtener un índice compuesto de me moria de trabajo. Está compuesto por dos subtest principales: Dígitos (d) que permite valorar (i) la retención verbal inmediata mediante la tarea dígitos directos y (ii) el mantenimiento y la manipulación de la información cuando se emplean dígitos in versos. El subtest Letras y números (ln) consiste en la lectura por parte del examinador de números y letras desordenadas y el sujeto debe recordar la serie ordenando los números de menor a mayor y las letras según orden alfabético.

Test de colores y palabras, Stroop (Golden, 1999)

Brinda una medida del control de interferen cia y la capacidad de inhibición de una respuesta verbal automática. La tarea está compuesta por tres láminas: (i) lámina palabra, (ii) lamina color y (iii) lámina palabra-color. Esta última ofrece una medida de la interferencia del sujeto, en tanto requiere inhibir la lectura de la palabra para dar lugar a la denominación del color.

Golpear y tocar, NEPSY (Korkman, Kirk & Kemp, 1998)

Evalúa la autoregulación y la inhibición de una respuesta motora. Específicamente, el sujeto debe suprimir una acción motora para producir una res puesta motora en conflicto. Estudios previos han utilizado esta tarea como medida de la capacidad de inhibición tanto en niños de habla inglesa (Pratt, Leonard, Adeyinka & Hill, 2014) como de habla francesa (Mainville, Brisson, Nougarou, Stipanicic, & Sirois 2015) e hispana (Aguilar-Alonso, & Moreno-González, 2012). Existen normas disponi bles para niños de habla hispana (Aguilar-Alonso, Torres-Viñals & Aguilar-Mediavilla, 2014).

Pirámide de México (Batería Neuropsicológica Infantil ENI) (Matute, Rosselli, Ardila & Ostrosky-Solís, 2007)

Permite obtener una medida de la planificación y la organización. El sujeto debe utilizar tres blo ques de madera de diferente color (rojo, verde y blanco) y tamaño (pequeño, mediano y grande), con el objetivo de construir, bajo ciertas condicio nes, una serie de 11 diseños que se le ofrecen como modelo.

Test de clasificación de tarjetas de Wisconsin (WCST) (Heaton, Chelune, Talley, Kay & Curtiss, 1997)

Brinda una medida de la función ejecutiva, par ticularmente de la flexibilidad cognitiva reactiva. Permite valorar además la habilidad para resolver problemas y el mantenimiento de una respuesta (Greve et al., 2002). Existen normas disponibles para niños de habla hispana (Rosselli & Ardila, 1993).

Test de senderos (Trail Making Test) (Reitan & Wolfson, 1992)

Está compuesto por dos subtests, parte A y parte B. Ofrece una medida de la secuenciación, la atención, el funcionamiento motor, la búsqueda visual y la flexibilidad mental (Spreen & Strauss, 1998). Para ambas formas, A y B se registran el tiempo y el número de errores.

Fluidez verbal semántica (FVS) y Fonológica (FVF)

La tarea consiste en solicitar al sujeto que evo que las palabras que recuerde de una determinada categoría (i.e., animales y frutas) para la FVS o que comiencen con una letra específica (i.e., letras F, A, y S) para la FVF, durante el transcurso de 60 segundos. Las tareas de fluidez verbal (FV) tienen normas para niños de habla hispana (Arán Filippetti & Allegri, 2011).

Test de los cinco puntos (Five-Point test) (Regard, Strauss & Knapp, 1982)

Permite valorar la fluidez no verbal o visual, definida como la capacidad para generar respues tas novedosas. La tarea requiere de flexibilidad mental espontanea.

Procedimiento ético

En primer lugar, se solicitó una entrevista con los directivos de las escuelas a quienes se les expli caron las características de la investigación. Luego, se envió una nota a los padres o tutores legales de los adolescentes solicitando autorización, especi ficando que la participación de los adolescentes era voluntaria y anónima. Finalmente, se obtuvo el consentimiento escrito de todos los padres o tutores legales antes de comenzar la evaluación. El proyecto de investigación fue aprobado por el Comité de Ética del Centro Interdisciplinario de Investigaciones en Psicología Matemática y Experimental (CIIPME-CONICET).

Análisis estadísticos

Para poner a prueba diferentes modelos de fe (modelo de un factor, modelo de dos factores, modelo de tres factores y modelo de factores in dependientes) se empleó AFC mediante el progra ma amos Graphics 16.0 (Arbuckle, 2007). Para comprobar la distribución normal multivariada, se empleó el coeficiente de Mardia (Mardia, 1970) (Coeficiente de Mardia = 3,57; razón crítica = 1,29). El nivel de bondad de ajuste de los modelos se estimó utilizando la prueba X2 y los índices de ajuste: Comparative Fit Index (CFI), Incremental Fit Index (IFI) and Akaike's Information Criterion (AIC). Los valores de CFI y GFI pueden oscilar entre 0 y 1, siendo aquellos superiores a 0,90 indicado res de un ajuste aceptable (Hu & Bentler, 1995, 1999). Los valores de IFI pueden ser superiores a 1,0. Además, se calculó el error cuadrático medio de aproximación (RMSEA) para cada modelo. Este índice es considerado aceptable cuando sus valores son inferiores a 0,08. Posteriormente, para com probar la invarianza factorial en función del sexo, se empleó AFC Multigrupo (AFCMG). Finalmente, una vez comprobada la invarianza factorial, se empleó Análisis Multivariado de Varianza (MANO-VA) para analizar el desempeño alcanzado en cada dimensión ejecutiva, según grupos, incorporando la variable sexo como factor fijo y las dimensiones ejecutivas como variables dependientes. Para este análisis se empleó la versión 20.0 para Windows del paquete estadístico SPSS.

Resultados

Análisis Factorial Confirmatorio (AFC)

Se compararon diferentes modelos de fe: (i) modelo de tres factores; (ii) modelo de dos factores; (iii) modelo de 1 factor y (iv) modelo de factores no correlacionados. Para determinar qué modelo presenta el mejor ajuste, se tuvieron en cuenta los índices CFI, IFI y AIC, el RMSEA y las diferencias en el X2 Como se observa en la tabla 1, el modelo de tres factores presenta índices de ajuste excelen tes, ya que el valor de X2 no fue significativo, los índices de ajuste CFI e IFI son superiores a 0,90 y el RMSEA está por debajo de 0,06. Posteriormente, se pusieron a prueba diferentes modelos de dos factores para comprobar si la estructura de las FE en adolescentes se explica mejor por un modelo de dos dimensiones. Los resultados indican que todos los modelos de 2 factores presentan un peor ajuste respecto del modelo de tres factores. Para el modelo de un factor, se fijaron todas las corre laciones entre las variables latentes a 1. Como se observa en la tabla 1, no se halló una mejora signi ficativa del ajuste del modelo unidimensional sobre el modelo de tres factores. Finalmente, se puso a prueba un modelo de factores no correlacionados en el que se fijaron todas las correlaciones entre las variables latentes a 0. Este modelo no pudo ser identificado. El modelo final de tres factores se ilustra en la figura 1.

Tabla 1 Índices de ajuste para el modelo de tres factores y modelos reducidos 

a. Las comparaciones son con el modelo de tres factores, 2 con 1, 3 con 1, y así.

Valores de CFI e IFI superiores a 0,95, bajos valores de AIC, y valores de RMSEA inferiores a 0,08 son indicadores de excelente ajuste. El test de diferencias X2 indica que los modelos 2-5 proveen un peor ajuste que el modelo de tres factores. Fuente: elaboración propia.

* p < 0,05, *** p < 0,001. 

AFC Multigrupo (AFCMG) en función del sexo

Debido a que el modelo de tres factores pre sentó un buen ajuste tanto para los varones como para las mujeres (ver tabla 2), se empleó AFCMG para comprobar su invarianza factorial en función del sexo. Este análisis se realiza a partir de una sucesión de modelos anidados jerárquicamente. En el primer análisis (modelo base), que permite examinar la invarianza configural, todos los pa rámetros varían de forma independiente entre las muestras de análisis. En los análisis posteriores, se imponen restricciones de igualdad a diferentes parámetros entre los grupos a comparar. La exis tencia de diferencias no significativas entre los modelos anidados significa que las restricciones pueden sostenerse y permite asumir la invarianza en función de los grupos. A su vez, como indi cador de que los parámetros restringidos fuesen invariantes, se consideró que el cambio en CFI sea igual o inferior a 0,01 entre los sucesivos niveles de invarianza (Cheung & Rensvold, 2002). El modelo 1 (M1 modelo base) no presenta restricciones en función de los dos grupos. Debido a que este modelo presentó índices de ajuste aceptables, es posible asumir la invarianza configural entre los grupos. Esto significa que en adolescentes varones y mujeres el constructo fe puede conceptualizarse de la misma manera. En el modelo 2 (M2), las cargas factoriales se restringen a ser iguales en ambos grupos. Como se observa en la tabla 2, el incremento en el X2 no fue significativo, los índices de ajuste del modelo fueron adecuados y la dife rencia del CFI es igual a 0,01. Por lo tanto, puede asumirse el criterio de invarianza métrica en fun ción del sexo, que significa que la relación entre los indicadores de cada variable con su respectivo factor latente es equivalente entre los grupos. En el Modelo 3 (M3) los interceptos se restringen a ser iguales entre los grupos. Debido a que el in cremento en el X2 no fue significativo, los índices de ajuste del modelo fueron adecuados y la dife rencia del CFI es igual a -0,01, es posible asumir el criterio de invarianza escalar en función del sexo. En el modelo 4 (M4), las varianzas y covarianzas de los factores se restringen a ser iguales entre los grupos. Debido a que el incremento en el c2 no fue significativo, los índices de ajuste del modelo fueron adecuados y la diferencia del CFI es igual a 0, es posible asumir el criterio de invarianza estructural. En el modelo 5 (M5), las varianzas y covarianzas del error se restringen a ser iguales entre los grupos. Debido a que los índices de ajuste del modelo fueron adecuados, es posible asumir el criterio de invarianza en los residuos.

Tabla 2 Modelos e invarianza factorial según sexo 

a. Las comparaciones son con el modelo previo, M2 con M1, M3 con M2, y así. Fuente: elaboración propia.

Desempeño en cada factor ejecutivo según el sexo

Una vez comprobada la invarianza factorial en función de los grupos, se empleó mano va para analizar las diferencias en las puntuaciones medias obtenidas en cada factor e indicador, según el sexo de los adolescentes. En la tabla 3 se presentan los estadísticos descriptivos para cada factor discri minado según el sexo.

Tabla 3 Medias (M) y desviación estándar (DE) para cada factor ejecutivo según sexo 

Fuente: elaboración propia.

Factor I - Memoria de trabajo (MT)

No se hallaron diferencias significativas entre los grupos F de Hotelling (3, 121) = 0,796; p = 0,498, ղp 2 = 0,019.

Factor II - Alternancia o shifting

El MANOVA indicó una diferencia estadística mente significativa entre los grupos F de Hotelling (4, 120) = 3,21; p = 0,015, ղp 2 = 0,10. Específica mente, estas diferencias se encontraron para la FV F(1, 123) = 10,17; p = 0,001, el TMT-B F(1, 123) = 7,17; p = 0,008, y el Five Point Test (1, 123) = 3,97; p = 0,048, a favor de las mujeres.

Factor III - Inhibición

No se hallaron diferencias significativas en tre los grupos F de Hotelling (3, 121) = 0,698; p = 0,555, ղp 2= 0,017.

Discusión

Los objetivos del presente estudio fueron ana lizar la estructura latente de las FE en adolescentes y comprobar su invarianza factorial (configural, métrica, escalar, estructural y residual), en fun ción del sexo.

En primer lugar, el AFC confirmó la presencia de tres dimensiones ejecutivas que fueron interpreta das de la siguiente manera: (i) memoria de trabajo (mt), (ii) alternancia y (iii) inhibición. Tanto el nú mero de factores hallados, como la denominación de estos, son consistentes con lo propuesto por Lehto et al. (2003) y Miyake et al. (2000). Así, los resultados de esta investigación están en línea con los de estudios previos que asumen la existencia de un constructo de dimensiones múltiples tanto en poblaciones infantiles (Arán Filippetti, 2013; Brocki & Bohlin, 2004; Lehto et al., 2003; Levin et al.,1991; Welsh et al., 1991), como en adoles centes (Xu et al., 2013) y adultas (Boone, Pontón, Gorsuch, González & Miller, 1998; Miyake et al., 2000; Pineda, Merchán, Rosselli & Ardila, 2000).

En el factor I, se incluyeron los subtest Dígitos (en orden directo e inverso) y Letras y números del WISC-IV. Las tareas de dígitos valoran diferentes funciones de la MT; específicamente, la tarea dígitos directos ofrece una medida del bucle fonológico (componente del modelo de MT de Baddeley & Hitch, 1974) mientras que, la tarea dígitos inversos, impondría mayor demanda al sistema ejecutivo (Rosenthal, Riccio, Gsanger & Pizzitola Jarratt, 2006), en tanto no solo implica la retención de la información sino su manipulación. Respecto de la tarea letras y números, se ha propuesto que es una tarea de MT, ya que durante su ejecución se activa rían regiones de la corteza premotora, la corteza orbitofrontal, la corteza prefrontal dorsolateral y la corteza parietal posterior (Haut, Kubawara, Leach & Arias, 2000). Así, este factor reflejaría el sistema cerebral que permite mantener y manipu lar la información necesaria para la ejecución de tareas complejas (MT) (Baddeley, 1992). Se con sidera, además, que es un importante predictor de otros procesos cognitivos de alto orden como la inteligencia fluida (Unsworth & Spillers, 2010). Consistentemente, diversos autores han propuesto la MT como uno de las dimensiones centrales de las fe (Diamond, 2006; Miyake et al., 2000; Roberts & Pennington, 1996).

En el factor II se incluyeron variables corres pondientes al test de MCST, el TMT, la FV y la Fluidez no verbal (Five Point test). Estas tareas valoran los dos tipos de flexibilidad propuestos por Eslinger y Grattan (1993): (i) la flexibilidad reactiva y (ii) la flexibilidad espontanea. Específicamente, la flexibilidad reactiva se valora habitualmente me diante el WCST (Eslinger, Biddle, Pennington & Page, 1999) o el TMT, y se define como la capaci dad para modificar la conducta ante las demandas cambiantes del entorno (Ebersbach & Hagedorn, 2011). La flexibilidad espontanea, por otra parte, hace referencia a la fluidez con la que un sujeto puede generar diferentes respuestas y producir diversas ideas. Este tipo de flexibilidad se valora mediante las tareas de fluidez verbal y no verbal (Eslinger et al., 1999), entre otras. Por lo tanto, teniendo en cuenta las variables que integran este factor, reflejaría la capacidad para el cambio de estrategias y la producción de respuestas novedosas hacia la resolución de problemas. Consistente mente, Lehto et al. (2003) hallaron que tareas de flexibilidad espontánea (fluidez verbal) y de flexi bilidad reactiva (TMT) se agruparon en un mismo factor del sistema ejecutivo al que denominaron alternancia o shifting.

Por último en el factor III, se incluyeron las ta reas stroop, golpear y tocar y pirámide de México. El test de stroop valora la capacidad de inhibición y la resistencia a la interferencia (Archibald & Kerns, 1999; Gerstadt, Hong & Diamond, 1994). Consis tentemente, en estudios previos se ha demostrado que tareas basadas en el paradigma stroop pesan en el factor inhibición del sistema ejecutivo (Hull, Martin, Beier, Lane & Hamilton, 2008; Miyake et al., 2000) y que los mecanismos cognitivos que sub-yacen a la tarea (respuesta inhibitoria, interferencia y resolución de conflictos) son procesos ejecutivos mediados por el lóbulo frontal, incluyendo la cor teza prefrontal dorsolateral y la corteza cingulada anterior izquierdas (Adleman et al., 2002). Otra de las tareas habitualmente empleadas para valorar procesos inhibitorios es la tarea golpear y tocar. Específicamente, esta tarea ofrece una medida de la autorregulación y la inhibición de impulsos (Klenberg, Korkman & Lahti-Nuuttila, 2001) y, en línea con los resultados del presente estudio, se ha demostrado que se correlaciona positivamente con el test de stroop (Brocki, Nyberg, Thorell & Bohlin, 2007). Finalmente, pirámide de México es una tarea tipo torre que permite valorar las FE, específicamente, los procesos de organización y planificación (Matute et al., 2008). Se ha sugerido, además, que el rendimiento en este tipo de tareas torres (Torre de Hanoi y Torre de Londres, tol) dependería fuertemente de procesos inhibitorios y de autorregulación (Lehto et al., 2003). Estu dios previos han demostrado, consistentemente, que diferentes tareas que valoran la planificación como la TOL y los laberintos de Porteus pesan en el factor inhibición del sistema ejecutivo (Arán Filippetti, 2013; Letho et al., 2003). Así, teniendo en cuenta los procesos valorados por las tareas in cluídas en este factor, se considera que reflejaría la capacidad para inhibir información irrelevante y resistir las interferencias durante la ejecución de tareas complejas dirigidas hacia un objetivo.

En conjunto, los resultados de esta investiga ción apoyan la hipótesis de la estructura unitaria pero diversa de las FE en adolescentes, en tanto se hallaron dimensiones ejecutivas diferentes pero fuertemente correlacionadas.

Para responder al segundo objetivo se em pleó AFC Multigrupo. Tal como se hipotetizó, los resultados confirman que puede asumirse el criterio de invarianza factorial en función del sexo. Estos datos sugieren que en adolescentes, el constructo fe puede conceptualizarse de la misma manera, es decir, que la estructura de tres factores ejecu tivos y la relación entre las variables observadas con cada factor latente es equivalente en varones y mujeres. Resultados similares fueron informa dos en poblaciones infantiles (Monnette et al., 2015; Wiebe et al., 2008; Wiebe et al., 2011) y adultas (de Frias et al., 2006), lo que sugiere que la invarianza factorial en función del sexo sería independiente de la edad.

Al comparar las puntuaciones medias obteni das en cada factor e indicador de fe en función del sexo, se hallaron diferencias significativas en cuanto al factor alternancia o shifting a favor de las mujeres. Estos datos están en línea con los de estudios previos que también revelaron diferencias significativas en diferentes procesos cognitivos a favor del sexo femenino, en tareas que requieren de estrategias verbales y mnésicas (Matute Villa-señor et al., 2009) como la FV, así como en tareas que requieren de creatividad (Krumm et al., 2014) como el five point test. Teniendo en cuenta que el volumen de la sustancia gris en el lóbulo frontal alcanza su pico máximo a la edad de 11 años en las mujeres y de 12 años en los varones (Giedd et al., 1999), el mejor rendimiento cognitivo eviden ciado en las mujeres podría explicarse, en parte, por las diferencias en los procesos de maduración cerebral en función del sexo. Por otra parte, resulta interesante destacar que las diferencias selectivas halladas únicamente respecto del factor alternancia apoyan la hipótesis que sostiene que las FE es un constructo multidimensional y sugieren, además, que los indicadores de los diferentes tests que in tegran este factor estarían relacionados.

En síntesis, nuestros hallazgos ofrecen evi dencia adicional a la hipótesis multidimensional de las FE, al demostrar que el constructo en ado lescentes, estaría conformado por tres factores separados, responsables cada uno de operaciones cognitivas diferentes, pero relacionados. Si bien, las dimensiones del constructo y su interpretación pueden variar entre estudios debido a las pruebas incluidas en los análisis y a las características de las muestras empleadas, es importante enfatizar que los resultados de esta investigación son simi lares a los reportados en otros estudios previos realizados con niños (Arán Filippetti, 2013; Le-tho et al., 2003) y jóvenes adultos (Miyake et al., 2000), lo que aporta validez a la hipótesis unitaria pero diversa de las fe a lo largo del desarrollo. Comprender la naturaleza dimensional de las FE en diferentes franjas etarias, y en función del sexo, conlleva importantes implicaciones clínicas para la evaluación, la etapa diagnóstica y la interven ción cognitiva particularmente en poblaciones que presenten un perfil disejecutivo.

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* Este trabajo fue financiado por el Consejo Nacional de Investigaciones Científicas y Técnicas (CONICET).

Cómo citar este artículo:

2Arán-Filippetti, V., & López, M. B. (2017). Estructura latente de las funciones ejecutivas en ado lescentes: invarianza factorial en función del sexo. Avances en Psicología Latinoamericana, 55(3), 615-629. doi: http://dx.doi.org/10.12804/revistas.urosario.edu.co/apl/a.4724

Received: March 21, 2016; Accepted: August 18, 2016

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