Diseño

El presente estudio es de carácter instrumental, debido a que pretende analizar las propiedades psicométricas de la Escala de Estrés Percibido relacionado con la pandemia de covid-19, a su vez, es de tipo tecnológico porque tiene como intención el desarrollo de una prueba o adaptación ^{(León & Montero, 2007)}. Asimismo, el diseño es no experimental de corte transversal debido a que la recolección de información se realiza en una sola instancia o momento ^{(Bernal, 2010)}.

Participantes

Los participantes del estudio son estudiantes peruanos de educación. La población consta de 6 800 matriculados en el periodo de estudios académicos 2020-2021 en la Universidad Nacional Jorge Basadre Grohmann de Perú y el tipo de muestreo fue por conveniencia ^{(Otzen & Manterola, 2017)}; por consiguiente, solo se seleccionó a estudiantes que aspiran a la docencia en la Educación Básica Regular (nivel secundario) en las diferentes especialidades, los cuales estaban debidamente matriculados, y se excluyó a otras carreras profesionales no vinculadas a esta. Además, no se consideraron a aquellos quienes no estuvieron presentes o tuvieron problemas de conectividad el día de la aplicación.

Igualmente se consideró el criterio de ^{MacCallum et al. (2001)}, quienes indican que es recomendable un radio de 20 sujetos por ítem; la escala EPSS-10-C posee un total de 10 ítems, por lo que se tuvo como objetivo un mínimo de 200 participantes. En la aplicación, la muestra estuvo compuesta por un total de 343 estudiantes, distribuidos de la siguiente manera: 226 mujeres (65.9 %) y 117 hombres (34.1 %), los intervalos de edad son de 18 a 20 (48.4 %), 21 a 23 (33.2 %), 24 a 26 (12.5 %), 27 a 29 (3.2 %) y de 30 a más (2.6 %). Se han tomado en consideración 5 especialidades, como son Idioma Extranjero (34.7 %); Lengua y Literatura (22.4 %); Ciencias Sociales y Promoción Sociocultural (22.4 %); Matemática, Computación e Informática (13.7 %), y Ciencias de la Naturaleza, Tecnología y Ambiente (6.7 %). La aplicación se hizo en el segundo periodo lectivo, por lo tanto, todos los estudiantes se encontraban en semestres pares; por ello, el 27.7 % estaba en II ciclo, el 21.3 % en IV, el 19.2 % en VI, el 25.7 % en VIII y el 6.1 % en X ciclo.

Instrumentos

Escala de estrés percibido relacionado con la pandemia de COVID-19.

Esta escala fue originalmente planteada como EEP-14 ^{(Cohen et al., 1983)}, desde entonces se han desarrollado diversas adaptaciones transculturales y validaciones métricas, considerando sus 14 ítems; sin embargo, el instrumento a evaluar se basó en la versión reducida de 10 ítems traducida al español ^{(Remor, 2006)}. Debido a la coyuntura actual, ^{Campo et al. (2020)} modificaron el motivo de los ítems en relación con el estrés percibido por la pandemia de covid-19 (EEP-10-C). La EEP-10-C posee 10 ítems; cada uno con 5 opciones de respuesta: nunca, casi nunca, de vez en cuando, casi siempre y siempre. Los ítems 1, 2, 3, 6, 9 y 10 se califican de manera directa de 0 a 4 y los ítems 4, 5, 7 y 8 de forma inversa de 4 a 0. La versión colombiana demostró buena fiabilidad con un coeficiente alfa de Cronbach (0.86) y en la prueba de AFE, la prueba de Bartlett mostró χ2 = 1.399,35; grados de libertad = 54; p < 0.001 y KMO = 0.82. La propuesta de los autores indica solo una dimensión, con valor propio de 4.42, que explicó el 44.2 % de la varianza total. Las puntuaciones observadas estaban entre 0 y 36 (16.5 ± 7.3); 58 personas puntuaron 25 o más. Asimismo, en un estudio de aplicación de la escala en un contexto diferente presenta buena fiabilidad y validez cuando se utilizó la escala para estudiantes universitarios de la carrera de medicina en Cuba ^{(Hernández-García et al., 2020)}, indicando la aplicabilidad para el presente estudio.

Procedimiento

Al inicio, se seleccionó la muestra por conveniencia. La aplicación del instrumento se realizó del 26 de diciembre del 2020 al 11 de enero de 2021. Las fechas de recolección de datos fueron durante la confirmación de rebrote de covid-19 en el Perú, cuando la ciudad formó parte de las regiones con nivel alto de contagio; por ello, la aplicación fue de manera virtual a través de formulario de Google, en cooperación con los docentes de distintas especialidades.

Análisis de datos

Para el análisis de datos, se utilizaron varios programas para obtener los resultados. El programa de Excel versión 2010 para realización de tablas, el software estadístico SPSS V.23 y AMOS V.23, con el cual se estableció la construcción validez a través de AFC, validez de constructo a través de AFE y validez de criterio. También se realizó un análisis de ítems, donde se establecieron la distribución del porcentaje para determinar si existe una asimetría positiva; asimismo, se halló la media y desviación estándar para verificar la distribución de la información. Se verificó los coeficientes de asimetría y curtosis, los índices de homogeneidad, las comunalidades y el índice de discriminación que permitieron verificar el adecuado funcionamiento de los reactivos. Del mismo modo, la fiabilidad del instrumento fue establecido por medio de coeficientes alfa de Cronbach y omega.

Aspectos éticos

Se informó a los participantes del propósito de la investigación, la confidencialidad de la información brindada y la participación voluntaria, antes de la aplicación del instrumento. Con el consentimiento informado, se recolectó la información de manera asincrónica o sincrónica, compartiendo el enlace del formulario online en diferentes medios, como la plataforma Google Meet, grupos de WhatsApp y correos electrónicos, todos estos lineamientos se rigen al Código de Ética para la investigación de la Universidad Nacional Jorge Basadre Grohmann.

Análisis Factorial Confirmatorio de la propuesta original

El modelo planteado por los autores indica que en el análisis factorial exploratorio (AFE) se identificó un único factor, con valor propio de 4.42, que explicó el 44.2 % de la varianza total. Cabe resaltar que no existe un análisis factorial confirmatorio (AFC) dentro del desarrollo del autor, por lo que no hay una referencia de los valores de los índices de ajustes del instrumento original. En el presente estudio se realizó el AFC, donde el X²/gl = 4.827, el cual no se encuentra dentro de los rangos establecidos de 2-3, lo cual indica que la prueba no encaja correctamente; el GFI = 0.904 evidencia un ajuste adecuado al ser mayor a 0.90; el TLI = 0.858 no es aceptable, ya que no es mayor igual a 0.90; el CFI = 0.890 mostró un valor inferior a 0.95; el SRMR = 0.0621 no es un valor máximo esperado, que es de 0.05, aun así se considera este valor adecuado para valores inferiores a 0,08; sin embargo, no presenta un valor óptimo para confirmar el modelo propuesto por el autor ^{(Lara, 2014)}; el RMSEA = 0.101 alcanzó un puntaje mayor a 0.05, por lo que no representa el ajuste anticipado con la población, sino un error de aproximación. Los resultados no cumplen con los estándares establecidos, por lo que el modelo propuesto necesita ser contrastado con un modelo alternativo ^{(Escobedo Portillo et al., 2016}; ^{Hair et al., 2010}; ^{Ruiz et al., 2010)}.

Nota: Fuente ^{Campo-Arias et al., 2020}.

Figura 1. Diagrama de senderos basado de la propuesto original de la escala EEP-10-C 

Análisis de ítems

En la Tabla 2, se evalúa el análisis descriptivo de los ítems de la escala EEP-10-C con un solo factor de acuerdo con la propuesta del autor. En primera instancia, los porcentajes de respuesta de cada ítem no exceden del 80 % en un extremo, lo cual indica que los participantes comprendieron el ítem y hubo sesgo de respuesta. La media de los ítems señala los valores entre 1.67 a 2.38 y una desviación estándar (DE) entre 0.884 y 1.080, encontrándose entre 3 y 1, lo cual señala la viabilidad de la media. En cuanto a los valores de asimetría (g1) y curtosis (g2), que deben oscilar entre +/- 1.5, cumplen adecuadamente en todos los ítems ^{(Forero et al., 2009)}. Así también, los valores del índice de homogeneidad corregido (IHC) son los adecuados al ser mayores a 0.30 ^{(Kline, 2000)}, asimismo, los índices de comunalidad (H2) son resultados aceptables al ser mayores a 0.40, lo cual indica que se tiene aspectos en común en función a la escala ^{(Detrinidad, 2016)}.

Para hallar el índice de discriminación (ID) se emplearon los grupos extremos, donde se utilizaron los puntos de corte propuestos por el autor: 13 nivel bajo, 25 nivel promedio y de 26 a más nivel alto ^{(Campo-Arias et al., 2020)}. Una vez establecidos los puntos, se realizó la comparación entre los valores extremos con el estadístico de U de Mann Whitney, los hallazgos eran menores o iguales a 0.05, lo cual indica que sí existe discriminación por parte del ítem.

En la Tabla 3 se evalúa que las correlaciones entre elementos variaron desde 0.186 a 0.578, los cuales establecen correlaciones significativas en el nivel p < 0.01 ^{(Guerra Ordoñez et al., 2018)}.

Análisis Factorial Exploratorio

Para realizar el AFE es necesario que exista una buena adecuación de los datos, por ello se hizo la prueba de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO), la cual es de 0.891, siendo mayor a 0.50, por lo que la muestra es idónea, y la Prueba de esfericidad de Bartlett (PEB) es de 0.000, que es menor a 0.05, lo cual dispone que los ítems están correlacionados convenientemente; por lo tanto, es viable efectuar el análisis factorial exploratorio ^{(Pérez & Medrano, 2010)}.

En la Tabla 4 se sugieren 2 factores, considerando el criterio de Kaiser, basados en los valores del total mayor que uno ^{(Rodríguez et al., 2018)},; en este caso establece dos factores, el primer factor con un total 4.428 y el segundo, con un total de 1.154, ambos > 1. De igual manera, ambos factores explican el 44.282 % y 55.824 % del total de la varianza acumulada respectivamente, por lo que supera el mínimo de 50 % ^{(Detrinidad, 2016)}.

En la tabla 5, se ordena la agrupación de los 10 ítems en función de los dos factores después del análisis factorial exploratorio con rotación Varimax los factores fueron denominadas de la siguiente manera F1 = distrés general y F2 = capacidad de afrontamiento ^{(Campo-Arias et al., 2015)}. Para nombrar esta nueva dimensión se hizo la revisión de la literatura y se encontró una adaptación del instrumento original en contexto peruano que presenta la bidimensionalidad del instrumento, nombrando ambas dimensiones en estrés positivo a los ítems calificados inversamente y negativo a los ítems calificados directamente, lo cual concuerda con los resultados del presente estudio y lo confirma teóricamente ^{(Guzmán-Yacaman & Reyes-Bossio, 2018}; ^{Pedrero-Pérez et al., 2015)}.

Análisis Factorial Confirmatorio de la propuesta después del análisis psicométrico

De acuerdo con los resultados del AFE, en la Figura 2 se presentan los índices de ajuste en función a la propuesta bifactorial, con cargas adecuadas que varían entre 0.55 y 0.74, lo cual implica que son adecuados porque son mayores a 0.5 ^{(Montoya, 2007)}. En cuanto a las bondades de ajuste, el X²/gl = 2.590 es menor al valor de la propuesta original e indica que tiene un buen ajuste; el GFI = 0.949 es mayor a 0.90, encajando mejor a este modelo bifactor; el TLI = 0.936 es mayor a 0.90, presentando un nivel adecuado; el CFI = 0.952 es mayor a 0.95 y evidencia mejoras en comparación al modelo anterior; el SRMR = 0.0435 evidencia un valor aceptable al ser menor igual a 0.05, y el RMSEA = 0.068 es menor igual a 0.07, por lo tanto, representa un adecuado ajuste anticipado con la población. Asimismo, el AIC = 130.047 del modelo propuesto resulta más parsimonioso que el modelo original ^{(Escobedo Portillo et al., 2016}; ^{Lara, 2014}; ^{Ruiz et al., 2010)}. Gran parte de los índices de ajuste evidencian valores más adecuados en comparación a la propuesta inicial (Tabla 6).

Figura 2 Diagrama de senderos de la Escala de EEP-10-C según el AFC 

Fiabilidad

En la Tabla 7 se muestra los valores de fiabilidad de la escala EEP-10-C, los cuales mostraron un alfa de Cronbach (α) = 0.859 y omega de McDonald (Ω) = 0.859, dichos valores se comprenden en una magnitud alta y aceptable. En cuanto a los factores identificados “distrés general” y “capacidad de afrontamiento”, los valores son altos y adecuados para el primer factor; sin embargo, para el segundo, los valores son aceptados como altos en cuanto a los coeficientes de omega de McDonald, pero para el valor del coeficiente de alfa de Cronbach no se encuentra entre 0.8 y 0.9, por lo que se le encuentra en la categoría de moderado ^{(Chaves & Rodríguez, 2018}; ^{Contreras & Novoa, 2018}; ^{Ventura-León & Caycho-Rodríguez, 2017)}.