Introducción

La resiliencia constituye un factor relevante para comprender cómo mitigan y superan el impacto de los eventos traumáticos las personas y comunidades, y a nivel individual tiene implicaciones educativas, clínicas e incluso forenses -como variable que puede ser entrenada, fomentada o evaluada-. La resiliencia comprende tanto los recursos de que disponen los individuos, familias o comunidades con anterioridad a un evento adverso y que permiten superarlo (^{Wexler, Moses, Hopper, Joule, & Garouette, 2013}), como el proceso de respuesta a tal adversidad y el resultado de tal respuesta, entendido como una adaptación positiva (^{Conger & Conger, 2002}). Otras aproximaciones son aquellas que cubren tanto las capacidades previas a la adversidad como el proceso de afrontamiento y el resultado de tal proceso (^{Pacheco-Mangas & Palma-García, 2015}).

Con relación a estas capacidades o recursos previos de los individuos resilientes se han identificado dimensiones y variables como la autonomía y auto-organización (^{Hawley, 2000}; ^{McCrea, Walton, & Leonard, 2014}), el sentido del humor (^{Turner, 2001}; ^{Southwick & Charney, 2014}), la autoestima positiva (^{Davidson, 2008}; ^{Turner, 2001}) o el apoyo social de la familia y de otros (^{Amstrong, Birnie, Lefcovich, & Ungar, 2005}; ^{Ponce-García, Madewell, & Kennison, 2015}; ^{Scheible, Franks, & Miller, 2010}; ^{Turner, 2001}).

Para evaluar estos recursos, que actúan como factores protectores, se han diseñado y empleado diferentes instrumentos. La Connor-Davidson Resilience Scale (CD-RISC) (^{Bailey, Sharma, & Jubin, 2013}) consta de 25 ítems, ha sido traducido a varios idiomas incluyendo el español, y mide componentes como la competencia personal, la confianza en la intuición propia, la aceptación positiva del cambio, las relaciones seguras, el control y la espiritualidad. Por su lado, la Mastery Scale consta de siete ítems y se centra en el sentido de dominio, mientras que el Life Orientation Test (^{Ben-Zur & Gilbar, 2011}) evalúa el grado de pesimismo u optimismo ante la vida. En una línea parecida, la Child and Adolescent Functional Assessment Scale (CAFAS) arroja puntuaciones derivadas tanto de entrevistas a niños/as como a sus cuidadores y maestros (^{Boudine, 2011}); mediante ciento sesenta ítems evalúa el ambiente de la escuela, del hogar y de la comunidad, las conductas hacia otros, el sentido del humor y manejo de las emociones, las conductas de auto-lesión, el consumo de drogas y el tipo de pensamiento (^{Scheibe et al., 2010}). En Chile, ^{Saavedra y Villalta (2008)} desarrollaron una escala de resiliencia (Escala de Resiliencia - SV) que en una primera versión cubría factores como: autonomía, satisfacción, pragmatismo, vínculos, afectividad, autoeficacia, aprendizaje, generatividad, modelos o roles. Posteriormente, los autores han ofrecido una versión reducida de 36 ítems (^{Villalta & Delgado, 2013}).

Por su parte, Ponce-García y colaboradores (2015) proponen la Scale of Protective Factors-24 (SPF-24), para evaluar la presencia de Factores Protectores que promueven la resiliencia. Para su desarrollo contaron con una muestra total de 942 estudiantes divididos en tres estudios, los cuales respondieron a lo largo de dos años a una versión inicial de la escala de treinta y cinco ítems y a la versión resultante de veinticuatro. En el primer estudio, la escala total arrojó una fiabilidad interna total de 0,91, y una estructura factorial de cuatro dimensiones -apoyo social, habilidades sociales, conducta prioritaria/planificación y eficacia de metas-, con coeficientes de fiabilidad interna entre 0,78 (eficacia de metas) y 0,93 (apoyo social). Además, los puntajes de esta versión de la SPF fueron convergentes con las respuestas de la Hospital Anxiety and Depression Scale de 24 ítems. De la depuración de reactivos, los autores extrajeron la versión de 24 ítems (SPF-24), que mostró validez concurrente con el CD-RISC y con la Resilience Scale (RS). Un análisis factorial confirmatorio halló los mismos cuatro factores encontrados en la primera muestra, agrupados a su vez en dos factores de segundo orden: habilidades interpersonales (apoyo social y confianza en habilidades sociales) y un factor cognitivo individual (conducta planificada y eficacia de metas), con los siguientes coeficientes: X2 (239) =516,34 con p <.001; CFI=0,946, RMSEA: 0,059 y NFI: 0,906. En un trabajo posterior con 450 estudiantes con niveles autoreportados altos de estrés o traumas, de tres escuelas del suroeste de Estados Unidos, el modelo resultante arrojó un X2 (246) =669,75 con p <.001; CFI=0,925, RMSEA: 0,065 y NFI: 0,887 (^{Madewell & Ponce, 2016}). En este mismo trabajo, los puntajes en el SPF-24 también mostraron validez concurrente con puntajes en la RS y el CD-RISC.

Teniendo en cuenta la importancia del concepto de resiliencia como variable relevante para mitigar el impacto negativo de eventos traumáticos, es pertinente desarrollar una línea de trabajo dirigida a proporcionar instrumentos para su evaluación en poblaciones de habla hispana. Aunque existen instrumentos elaborados en español como el de ^{Villalta y Delgado (2013)} o adaptados al español, como el mencionado CD-RISC, escasean pruebas psicológicas de evaluación de la resiliencia individual con estudios psicométricos basados en muestras colombianas. Los resultados del SPF-24 (^{Ponce-García et al., 2015}), su breve extensión y su capacidad de medir aspectos interpersonales ausentes en otras pruebas de resiliencia (^{Madewell & Ponce-García, 2016}), determinan el objetivo de la presente investigación: conocer el comportamiento psicométrico -fiabilidad interna, validez factorial, validez concurrente- de la SPF-24 en una muestra de personas colombianas.

Método

Resultados

La fiabilidad interna del conjunto de la SPF-24 fue de α de Cronbach: 0,91, con índices de homogeneidad ítem-escala total entre r (184) =0,285 y 0,625. Por su lado, la ERC arrojó una fiabilidad interna de α: 0,85, para los catorce ítems, con índices de homogeneidad entre r (180) =0,315 y 0,665, excepto para el ítem 10, con r=0,138 (ver Tabla 1).

A partir del análisis de distribución de las puntuaciones y de acuerdo con los centiles 10 y 90, se pueden identificar los puntos de corte para el 10% de puntuaciones más bajas y más altas, respectivamente. La Tabla 2 recoge estos puntos de corte, diferenciados para los hombres y las mujeres de la muestra.

Tabla 2 Puntos de corte orientativos sobre el centil menor o igual al 10% de puntuaciones más bajas y el centil igual o mayor al 10% de puntuaciones más altas 

Por otro lado, un análisis factorial de máxima verosimilitud y rotación promax arrojó seis factores, de los cuales los cuatro primeros presentan autovalores por encima de 1, explicando el 54,30% de la varianza. Los cuatro factores hallados corresponden, respecto a la estructura factorial original (^{Ponce et al., 2015}), al segundo factor (habilidades sociales), al primero (apoyo social), parcialmente al tercero (planificación) y parcialmente al cuarto factor original (eficacia). Dos ítems del cuarto factor original constituyen el quinto factor del presente estudio y dos ítems del tercer factor original constituyen el sexto factor en el mismo. Previamente al análisis factorial, el índice KMO obtenido fue de 0,880 y el coeficiente de esfericidad de Barlett de 2,566, con p <.001 (ver Tabla 3).

Por último, se calcularon correlaciones entre las dimensiones del SPF-24 y las de la ERC con el fin de explorar la validez concurrente del SPF-24. Se aprecia por un lado correlaciones muy significativas entre las dimensiones de cada una de estas escalas. En segundo lugar, en cuanto a las relaciones entre los dos instrumentos, se hallan correlaciones significativas, aunque moderadas en cuanto al tamaño del coeficiente de correlación entre el puntaje total en el SPF y sus subescalas con la puntuación total en Resiliencia comunitaria y con la subescala de afrontamiento comunitario. Respecto a la estima colectiva, las correlaciones son nulas o escasas con las dimensiones del SPF-24 (ver Tabla 4).

Discusión y Conclusiones

Frente a perspectivas sobre la resiliencia centradas exclusivamente en indagar acerca de los factores individuales que la caracterizan, otras aproximaciones más recientes evalúan la interacción entre aquellos factores y otros de corte psicosocial, como el apoyo social (^{Amstrong et al., 2005}; ^{Conger & Conger, 2002}) o la conexión con recursos familiares comunitarios (^{Gray, Mendelshon, & Omoto, 2015}; ^{Walsh, 2007}). En este orden de cosas, el interés del SPF-24 (^{Ponce-García et al., 2015}) radica en combinar la inclusión en sus componentes de dimensiones como el apoyo social con factores más individuales como las habilidades sociales, la planificación y la confianza en el logro de objetivos propios (eficacia de metas), en un número de ítems relativamente breve.

En este primer abordaje de su comportamiento psicométrico en población colombiana, el SPF-24 arroja unos índices psicométricos de fiabilidad interna aceptables, tanto para el total de la Escala como para cada uno de sus componentes teóricos. Ello se complementa con una estructura de correlaciones entre cada ítem y su subescala francamente alta, de al menos r: 0,410.

En segundo lugar, la adaptación al español muestra una estructura factorial coincidente a grandes rasgos con la del estudio original, con cuatro factores principales que se corresponden en su contenido con los propuestos por los autores en su estudio original. En el presente caso, el orden de los factores hace referencia a las habilidades sociales, el apoyo social de familia y amigos, la capacidad de planificación y la eficacia de metas. Se recomienda, para un análisis posterior, analizar si esta estructura factorial se confirma en un estudio que cuente con una muestra más amplia, de forma que los cuatro ejes se diferencien de forma nítida en lugar de las seis dimensiones que se muestran en el presente trabajo.

En tercer lugar, a nivel de correlaciones se hallaron relaciones significativas y coherentes entre las cuatro dimensiones del SPF-24, como cabría esperar a partir de los coeficientes de consistencia interna elevados. Ahora bien, aunque todas las correlaciones son significativas, las más fuertes son las que se presentan entre la dimensión de eficacia y las demás, mientras que la correlación menor se da entre las dimensiones de apoyo percibido y de habilidades sociales. De esta manera, puede postularse que la eficacia de metas autopercibida se nutre tanto de un ambiente que apoya como de capacidades percibidas, por ejemplo, la de planificar y las habilidades sociales. En esta misma línea, subrayando la importancia del contexto sociocomunitario como lo hacen ^{Jackson, Wolven y Aguilera (2013}) o ^{Shacham (2015)}, se hallaron relaciones directas y coherentes entre la resiliencia individual, medida con el SPF-24, con la resiliencia percibida en la comunidad, pero especialmente con el afrontamiento comunitario. Es decir, como cabría esperar, la estima colectiva percibida no guarda relación con el apoyo percibido ni con las otras dimensiones de resiliencia individual, pero sí con el afrontamiento comunitario: percibir en la comunidad estrategias de afrontamiento de los problemas comunes puede proveer modelos de técnicas y de actitudes hacia la resolución de los problemas, objetivos y desafíos individuales, probablemente con la mediación del entorno familiar y escolar, aunque estos últimos aspectos no han sido objeto de abordaje en el presente estudio. De esta manera, las relaciones encontradas en el presente estudio entre resiliencia comunitaria y resiliencia individual pueden dar apoyo para un modelo que articule la influencia del nivel comunitario sobre el individual, en la medida en que especialmente el afrontamiento comunitario -es decir, las percepciones que los individuos tienen acerca de cómo sus comunidades afrontan los problemas y retos colectivos- se asocia con una percepción más positiva de las habilidades propias de tipo social, de planificación y de logro. Así pues, desde esta perspectiva, la existencia de resiliencia comunitaria podría contribuir a fomentar la resiliencia individual -mientras que lo inverso no necesariamente se daría-, quizá vía la actuación de modelos que proporcionan estrategias útiles para la resolución de problemas.

Ahora bien, otra interpretación de estos resultados es que los sujetos que se perciben a sí mismos con mejor resiliencia de alguna manera también perciben mejor la resiliencia de sus comunidades. Sin embargo, esta interpretación no es del todo satisfactoria con relación a los resultados que proporcionan los análisis, en el sentido de que no se encontraron correlaciones fuertes y estables entre las distintas dimensiones del SPF-24 y la estima colectiva de la ERC. De hecho, la correlación más fuerte con la estima colectiva y el SPF-24 fue entre la dimensión más “social” del SPF-24, es decir, la percepción de apoyo social.

Debido al carácter no representativo de la muestra y a la no inclusión de otros instrumentos sobre resiliencia individual en el presente estudio, queda para futuros trabajos en muestras iberoamericanas conocer la validez concurrente del SPF-24 con otras medidas de resiliencia individual, y profundizar el análisis de su validez predictiva con resultados en medidas de desempeño escolar, de sintomatología psicológica o de conductas prosociales o de riesgo; ello en muestras de mayor representatividad que la obtenida para este estudio y de grupos específicos, como niños/as y adolescentes. En este sentido, los puntos de corte proporcionados en este trabajo se ofrecen por su valor orientativo y deben ser tomados con precaución a la espera de estudios específicos con esos otros grupos poblacionales. Por el momento, el SPF-24, a la luz de los resultados arrojados hasta el momento mantiene su interés como una medida breve de factores relevantes de resiliencia individual.