Vol. 11. N° 2
Julio - Diciembre del 2022
ISSN Edición Online: 2617-0639
https://doi.org/10.47796/ves.v10i2.688
ARTÍCULO ORIGINAL
Análisis psicométrico del
cuestionario para la detección del consumo de alcohol - AUDIT en universitarios
peruano
Psychometric
analysis of the questionnaire for the detection of alcohol consumption - AUDIT in
peruvian university students
Anel
Cecilia Colán Herrera[1]
Universidad Cesar Vallejo. Lima, Perú
https://orcid.org/0000-0003-1706-6797
Fernando
Joel Rosario Quiroz[2]
Universidad Privada de Tacna. Tacna, Perú
https://orcid.org/0000-0001-5839-467X
Recibido: 19/07/2022
Aceptado: 23/11/2022
Publicado: 30/11/2022
RESUMEN
El consumo de alcohol es una problemática que ha crecido en los últimos
20 años en el mundo y una población que fue afectada es la juventud, por este
motivo el presente estudio propone analizar las evidencias psicométricas del
AUDIT en universitarios limeños. El estudio es de diseño instrumental y el
muestreo aplicado fue no probabilístico por conveniencia. En los resultados se
pudo evidenciar que el cuestionario presenta índices de ajuste adecuados, donde
X2/gl: 1.32, NFI: 0.99, CFI: 0.99, GFI: .99, AGFI: .98, RMSEA: 0.06, SRMR: 0.03
y TLI: 0.98, resultando adecuado, Se encontró una confiabilidad de α=.86 y
ω=.87, se identificaron diferencias en su uso para las modalidades virtual y
física. Se concluye que el AUDIT tiene óptimas propiedades para evaluar el consumo
excesivo de alcohol.
Palabras clave: psicometría,
cuestionario, fiabilidad, validez, AUDIT
ABSTRACT
Alcohol consumption is a problem that has
grown in the last 20 years in the world and a population that was affected is
the youth, for this reason the present study proposes to analyze the
psychometric evidence of the AUDIT in university students in Lima. The study is
of instrumental design and the sampling applied was non-probabilistic by
convenience. The results showed that the questionnaire presents adequate
adjustment indexes, where X2/gl: 1.32, WRMR: 0.71, NFI: 0.99, CFI: 0.99, GFI:
.99, AGFI: .98, RMSEA: 0.06, SRMR: 0.03 and TLI: 0.98, resulting adequate. A
reliability of α=.86 and ω=.87 was found, and differences were identified in
its use for the virtual and physical modalities. It is concluded that the AUDIT
has optimal properties to assess excessive alcohol consumption.
Keywords: psychometrics, questionnaire, reliability,
validity, AUDIT
INTRODUCCIÓN
El Ministerio de Salud (MINSA, 2017) explica
que el consumo excesivo de alcohol es la acción de beber de manera desmedida y
regular, generando daños a nivel psicológico, físico, social y familiar. Según
datos reportados por la Organización Mundial de la Salud (OMS, 2018), este
fenómeno provocó la muerte de 30 millones de personas en el mundo, mientras que
en el continente americano en promedio son 300 mil muertes cada año. En Perú,
El Centro de Información y Educación para la Prevención del Abuso de Drogas
(CEDRO, 2017) indicó que 1 736 138 peruanos cumplen con las características
para ser considerados como “adictos al alcohol”, mientras que el Instituto
Nacional de Estadística e Informática (INEI, 2016) informa que Lima
Metropolitana presenta el mayor porcentaje de consumo excesivo de bebidas
etílicas a nivel nacional con 25.8% y en su población universitaria se ha visto
un aumento de 3% en el último estudio de la Comisión Nacional para el
Desarrollo y Vida Sin Drogas – DEVIDA (2015).
La OMS (2001), explica que una de las
causas del consumo desmedido de alcohol es el medio que rodea a la persona, ya
que muchas veces las costumbres e influencias sociales, puede generar que estos
actos sean normalizados. Lo dicho se ve respaldado por la Teoría del
Aprendizaje Social de Albert Bandura, quien indica que la conducta de un
individuo se origina en gran parte de la observación de su entorno y al
procesar estos patrones, se generan representaciones que el individuo sigue.
(Bandura, Lipsher y Miller, 1960)
Esta variable contiene 3 dimensiones,
como “consumo de riesgo de alcohol” la cual Herrera, Ramírez, Santiago, Reyes y
Núñez (2019) definen como el daño generado por la persona que bebe hacia la
sociedad (accidentes y conductas sexuales de riesgo), según el Instituto
Nacional de Cáncer de Estados Unidos (2021), la dimensión “síntomas de
dependencia” se refiere a la incapacidad de la persona por dejar la bebida
etílica, por el contrario, busca bebe en mayores cantidades, finalmente, el
“consumo perjudicial” es definido por el Ministerio de Salud de Chile (2013)
como el daño a nivel físico y mental.
Con base a lo mencionado, es
importante y necesario contar con instrumentos que identifiquen el consumo
excesivo de alcohol, Quispe y Lévano (2020) explican que una adecuada
evaluación posibilita construir planes de atención, prevención y promoción, los
cuales serán útiles para conocer las características de los consumidores, esto
con ayuda de instrumentos que cuenten con validez y confiabilidad adecuadas
para la población de estudio puesto que servirá para la detección temprana del
abuso de alcohol.
Algunos cuestionarios que evalúan el
consumo excesivo de alcohol son, The Michigan Alcoholism Screening Test (MAST),
Cuestionario sobre expectativas de los efectos del alcohol (EQ-SF), Problem
Oriented Screening Instrument for Teenagers (POSIT), Cut Down, Annoyed, Guilty,
Eye-opener (CAGE) y Obsessive Compulsive Drinking Scale (OCDS-5).
El presente estudio hará uso del
cuestionario AUDIT, ya que según el Ministerio de Salud (2019) presenta un
adecuado índice de sensibilidad y especificidad con 51% a 97% y 78% a 96%,
respectivamente. Mientras que la OMS (2001) refiere que se ha podido evidenciar
su validez y confiabilidad en universitarios, por lo que recomiendan su uso en
esta población. Finalmente, Aguiar, Betancor, Conde, Gómez, Jorrín y Santana
(2001) concluyen que el cuestionario AUDIT es mejor que otros instrumentos de
identificación ya que mostró una sensibilidad de 89% y especificidad de 93%, y
mientras que el AUC fue de 0,98, por lo que recomendaron realizar futuros
análisis respecto a este cuestionario.
Aramburú (2017) analizó las
propiedades del cuestionario AUDIT en una muestra de 346 universitarios
peruanos, obteniendo que, bajo el juicio de 10 expertos, la mitad de los ítems
evidenciaban una inadecuada redacción, resultando una V de Aiken de 0.80, por
su parte, el KMO fue de .84, X2 (346) = 1135.1, y la fiabilidad de
.80. En otro contexto, Gantiva, Riveros Vera y Torres (2018), realizaron su
estudio en estudiantes colombianos, obteniendo un modelo de dos dimensiones,
fiabilidad de .82 y la validez bajo el juicio de expertos de .75. Mientras que
Diógenes, Pereira y Cavalcante (2020) realizaron su estudio en universitarios
brasileños donde obtuvieron ajustes adecuados para un modelo de 3 dimensiones
que, al ser comparado con un modelo bidimensional y unidimensional, mostró
mejores índices (χ2(32) = 0.89, p< .001; TLI= .99; CFI= .99; RSMEA= 0.036) y
alfa de Cronbach de .85
En ese sentido, se puede resaltar la
importancia de conocer el impacto del cuestionario AUDIT en diferentes
poblaciones o realidades, puesto que podría ser útil para elaborar programas
que permitan prevenir e identificar el consumo excesivo de alcohol, por ello,
el objetivo del presente estudio es analizar las propiedades psicométricas del
AUDIT en universitarios limeños
MATERIAL Y MÉTODO
La presente investigación es de diseño
instrumental, Montero y León (2005) la definen como el estudio que busca
diseñar, analizar o adaptar las propiedades psicométricas de un
instrumento.
La muestra fue constituida por 257
estudiantes universitarios de universidades públicas y privadas que residen en
Lima Metropolitana, con edades que se encuentran entre 18 a 51 años, siendo
hombres y mujeres. El muestreo usado fue probabilístico por conveniencia,
tomando como referencia los criterios de inclusión y exclusión.
Cuestionario de Identificación de Trastornos debidos al Consumo
(Alcohol Use Disorders Identification Test - AUDIT) (OMS, 2001), el cual ha sido desarrollado y
traducido a más de nueve idiomas incluido el español, tiene el propósito de
identificar el consumo excesivo de alcohol y sus indicadores de riesgo. Está
compuesto por 10 preguntas y 3 dimensiones, evaluados a través de una escala de
respuesta de 0 a 4, siendo la suma de estas, la puntuación total del
cuestionario.
Cuenta con una sensibilidad y
especificidad de 0.7, fiabilidad de .80 y una validez concurrente de .88 con el
cuestionario MAST.
Escala de observación de recompensa desde el entorno
(Environmental Reward Observation Scale - EROS) (Armento y Hopko. 2007) construyeron la
presenta escala con la finalidad de evaluar el reforzamiento ambiental, es
decir, el grado en que una persona es influenciable por su entorno. Consta de
10 ítems y es unidimensional, las preguntas están basadas en la cantidad de
situaciones reforzantes, la disposición del individuo respecto al reforzamiento
de su medio y la capacidad para recrear el reforzamiento. Para fines de este
estudio, el cuestionario EROS será usado para la validez con otras variables.
Procedimientos
Se empezó realizando el recojo de
información respecto a la variable y la población de estudio, luego se procedió
a solicitar el permiso a los autores de la prueba EROS, una vez aceptado se
elaboró la evaluación virtual mediante un formulario Google y en una hoja Word
para las evaluaciones físicas, ambas versiones estaban constituidas por el
consentimiento informado donde se le indica al participante su participación
anónima y los datos sociodemográficos, el cuestionario AUDIT y la escala EROS.
Terminada la evaluación, los datos fueron exportados a una plantilla
Excel para luego ser procesados en
otros programas con el fin de obtener los resultados respectivos. En relación
con los aspectos éticos, se pueden evidenciar en el consentimiento informado y
la confidencialidad de las respuestas (Universidad de Buenos Aires, 2010),
asimismo, la Comisión Internacional de Tests (2014) señala que al hacer uso de
un instrumento es necesario contar la autorización de los autores y respetar
los permisos que estén brindando.
En el análisis de datos se hizo uso de
Microsoft Excel, R Studio y Jamovi, programas que fueron útiles para ordenar,
limpiar y procesar los datos obtenidos.
Para el juicio de expertos se contó con 5
profesionales y los datos fueron adecuados si son mayores de .80, según Escurra
(1998). El comportamiento de los ítems fue analizado mediante la media,
desviación estándar, porcentaje de respuesta que no debe superar el 80%, las
comunalidades son adecuadas a partir de .40 Detrinidad (2016), el índice de
homogeneidad corregida es válido a partir de .30 Kline (1999), la asimetría y
curtosis son adecuadas si se encuentran entre +/- 1.5 y la correlación entre
ítems no debe superar el .90(Pérez y Medrano, 2010). Respecto a la evidencia de
validez de la estructura interna, se hizo a través del estimador WLSMV y se
consideraron validos valores de X2/gl: <3, NFI: >0.90, GFI:
>0.95 y AGFI: >0.95, RMSEA: <0.07, SRMR: >0.08, CFI:>0.95, TLI:
>0.95, según Couglan, Hooper y Mullen (2007) (Yu, 2002). Para la validez en relación
con otras variables, se contó con el cuestionario EROS, pudiendo presentar una
correlación de 1 a -1 directa o inversa (Hernández, Espinoza y Peñaloza, 2018).
La fiabilidad es tomada como moderada a partir de .40 y alta a partir de .70
Livia y Ortiz (2014). La invarianza fue medida mediante una prueba de equidad,
donde valores mayor a 0.01 indican que sí existe varianza.
RESULTADOS
Validez mediante juicios de expertos
Los resultados muestran que todos los ítems
presentan buena aceptación de los jurados a excepción de los ítems 2, 4, 5 y 9,
los cuales mostraron una disconformidad con la claridad de la pregunta con
valores entre 805 a 93.3% de aceptación, sin embargo, su V de Aiken fue de 0.80,
lo cual es válido según Escurra (1998). Debido a las observaciones brindadas
por los expertos, se proponen algunos cambios en la redacción, en cuanto a la
pregunta dos es “¿Cuántos tragos de alcohol suele tomar en un día de consumo
normal?”, para la pregunta cuatro es “¿Con qué frecuencia en el curso del
último año no ha podido parar de beber después de haber empezado?” mientras que
para la pregunta 5, se recomienda “¿Con qué frecuencia, en el curso del último
año, no pudo alcanzar lo que se espera de usted debido a su consumo de
alcohol?” y finalmente para la pregunta 9 se propone “¿usted u otra persona ha
resultado lastimada físicamente porque usted ha bebido?.
Funcionamiento estadístico de los ítems
En la tabla 1 se puede observar que existe
índices de asimetría y curtosis que van más allá de +/- 1.5, mientras que el
índice de homogeneidad corregida presentó valores entre 52 a .64, siendo
adecuado según Kline (1999), las comunalidades fueron mayores de .39 (ítem 5),
sin embargo, este criterio debe ser mayor a .40 (Detrinidad, 2016), finalmente,
la relación entre ítems fluctuó entre .30 a .61, siendo índices adecuados para
Pérez y Medrano (2010)
|
Tabla 1 Análisis del funcionamiento estadísticos de los
ítems |
|||||||||||||||||||
|
Componente |
Ítems |
M |
DE |
g1 |
g2 |
IHC |
h2 |
Si
se elimina |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
9 |
10 |
|
|
α |
ω |
||||||||||||||||||
|
Consumo
de riesgo de alcohol |
item1 |
1.304 |
0.876 |
0.21 |
-0.46 |
0.648 |
0.44 |
0.84 |
0.85 |
— |
|||||||||
|
item2 |
0.895 |
1.153 |
1.29 |
0.83 |
0.52 |
0.61 |
0.85 |
0.86 |
0.42 |
— |
|||||||||
|
item3 |
0.809 |
0.861 |
0.89 |
0.31 |
0.585 |
0.55 |
0.85 |
0.86 |
0.52 |
0.44 |
— |
||||||||
|
Síntomas
de dependencia. |
item4 |
0.685 |
0.967 |
1.4 |
1.34 |
0.581 |
0.6 |
0.85 |
0.86 |
0.46 |
0.41 |
0.39 |
— |
||||||
|
item5 |
0.486 |
0.791 |
1.81 |
3.38 |
0.649 |
0.39 |
0.84 |
0.85 |
0.42 |
0.34 |
0.42 |
0.44 |
— |
||||||
|
item6 |
0.354 |
0.731 |
2.3 |
5.24 |
0.607 |
0.42 |
0.85 |
0.86 |
0.39 |
0.30 |
0.38 |
0.35 |
0.61 |
— |
|||||
|
Consumo
perjudicial de alcohol |
item7 |
0.638 |
0.832 |
1.38 |
2.06 |
0.648 |
0.49 |
0.84 |
0.85 |
0.50 |
0.36 |
0.43 |
0.39 |
0.50 |
0.49 |
— |
|||
|
item8 |
0.553 |
0.842 |
1.83 |
3.72 |
0.565 |
0.59 |
0.85 |
0.86 |
0.41 |
0.29 |
0.37 |
0.40 |
0.49 |
0.43 |
0.57 |
— |
|||
|
item9 |
0.607 |
1.148 |
1.75 |
2.02 |
0.529 |
0.68 |
0.85 |
0.86 |
0.41 |
0.36 |
0.30 |
0.36 |
0.41 |
0.42 |
0.35 |
0.30 |
— |
||
|
item10 |
0.693 |
1.264 |
1.63 |
1.37 |
0.58 |
0.61 |
0.85 |
0.86 |
0.44 |
0.33 |
0.39 |
0.40 |
0.44 |
0.43 |
0.46 |
0.34 |
0.40 |
— |
|
Evidencias de validez de la estructura interna
El cuestionario AUDIT presentó índices de
ajuste adecuados (Tabla 2) para el modelo original de tres dimensiones, tomando
como criterio la recomendación de Couglan, Hooper y Mullen (2007), donde X2/gl
< .3, NFI: >0.90, GFI: >0.95, AGFI: >0.95, RMSEA: <0.07, SRMR:
>0.08, CFI:>0.95, TLI: >0.95.
|
Tabla 2 Evidencias de la estructura interna
por AFC del cuestionario AUDIT
|
||||||||
|
Modelo |
X2/gl |
NFI |
CFI |
GFI |
AGFI |
RMSEA |
SRMR |
TLI |
|
AUDIT |
1.09 |
0.992 |
0.999 |
0.996 |
0.989 |
0.020 |
0.045 |
0.999 |
Evidencias de validez relacionadas con otra
variable
En la tabla 3 se evidencia que el cuestionario
AUDIT se relaciona positiva y débilmente con el cuestionario EROS (r:.89) y un
tamaño de efecto (r2) pequeño según indica Cohen (1989), esto quiere decir que la
susceptibilidad para las recompensas que una persona recibe de su medio
ambiente, no influye en el consumo excesivo de alcohol.
|
Tabla 3 Análisis de correlación entre el
cuestionario AUDIT y EROS |
||||||||
|
|
|
|
AUDIT |
Inferior |
Superior |
|||
|
EROS |
r |
0.01 |
0.032 |
0.61 |
-0.091 |
0.154 |
||
|
Instrumentos |
|
r |
r2 |
Sig. |
IC 95% |
|
||
Fiabilidad del cuestionario AUDIT
La presente tabla 4 se muestra que el
cuestionario AUDIT presenta valores adecuados de confiabilidad con un valor de
.86 para Cronbach y .87 para McDonald. (Livia y Ortiz, 2014)
|
Tabla 4 Fiabilidad
del AUDIT |
|||
|
|
Cronbach's α |
McDonald's ω |
Ítems |
|
AUDIT |
0.864 |
0.875 |
10 |
Invarianza factorial bajo modalidad
Se puede evidenciar que existen diferencias
entre los resultados de la muestra de evaluación presencial con la evaluación
virtual (Tabla 5), puesto que Chen (2007) expresa que una diferencia de .01 es
sinónimo de que existe varianza, por lo que se puede decir que ambas
modalidades son variantes una de la otra.
|
Tabla 5 Análisis de invarianza |
|||||||||
|
Según modalidad (n=257) |
x2 |
Δx2 |
gl |
Δgl |
p |
CFI |
ΔCFI |
RMSEA |
ΔRMSEA
|
|
Configural |
98.944 |
- |
64 |
- |
- |
0.960 |
- |
0.065 |
- |
|
Métrica |
110.291 |
11.347 |
71 |
7 |
* |
0.956 |
0.005 |
0.066 |
0.000 |
|
Interceptos |
128.968 |
18.676 |
78 |
7 |
** |
0.942 |
0.013 |
0.071 |
0.006 |
|
Residuos |
165.625 |
36.658 |
88 |
10 |
*** |
0.912 |
0.030 |
0.083 |
0.012 |
|
Medias latentes |
176.614 |
10.988 |
91 |
3 |
*** |
0.903 |
0.009 |
0.086 |
0.003 |
Percentiles
según modalidad de aplicación
En la tabla 6 se puede evidenciar los
percentiles para cada modalidad, elaborados tomando el punto de corte 8, el
cual es recomendado por la OMS.
|
Tabla 6 Percentiles para el AUDIT según modalidades
de aplicación |
|||||||
|
Modalidad
de aplicación virtual (n=137) |
Modalidad
de aplicación presencial (n=120) |
||||||
|
Percentiles |
Puntos
de corte |
Coeficiente
K2 |
Nivel |
Percentiles |
Puntos
de corte |
Coeficiente
K2 |
Nivel |
|
5 |
2 |
0.99 |
Muy
bajo |
5 |
2 |
0.99 |
Muy
bajo |
|
10 |
2 |
0.99 |
10 |
3 |
0.9 |
||
|
15 |
3 |
0.99 |
15 |
4 |
0.99 |
||
|
20 |
3 |
0.99 |
20 |
4 |
0.99 |
||
|
25 |
3 |
0.99 |
Bajo |
25 |
5 |
0.99 |
Bajo |
|
30 |
4 |
0.99 |
30 |
6 |
0.99 |
||
|
35 |
4 |
0.99 |
35 |
7 |
0.99 |
||
|
40 |
5 |
0.99 |
40 |
8 |
0.99 |
||
|
45 |
5 |
0.99 |
Medio |
45 |
10 |
0.99 |
Medio |
|
50 |
5 |
0.99 |
50 |
11 |
0.99 |
||
|
55 |
6 |
0.99 |
55 |
12 |
0.99 |
||
|
60 |
7 |
0.99 |
60 |
14 |
0.99 |
||
|
65 |
7 |
0.99 |
65 |
15 |
0.99 |
||
|
70 |
8 |
0.99 |
70 |
16 |
0.99 |
||
|
75 |
9 |
0.99 |
Alto |
75 |
17 |
0.98 |
Alto |
|
80 |
10 |
0.99 |
80 |
18 |
0.98 |
||
|
85 |
13 |
0.99 |
85 |
19 |
0.98 |
||
|
90 |
16 |
0.99 |
90 |
20 |
0.98 |
||
|
95 |
18 |
0.98 |
95 |
22 |
0.98 |
||
|
99 |
34 |
0.88 |
99 |
25 |
0.97 |
||
DISCUSIÓN
El cuestionario AUDIT ha sido tomado por
distintos autores o investigadores con la finalidad de evaluar sus propiedades
psicométricas, estos estudios han podido evidenciar la capacidad que posee para
identificar a individuos con su consumo de alcohol problemático, sin embargo,
no todos cuentan con los mismos resultados y esto podría deberse a las
distintas realizades en que se han tomado la prueba, por ello, se ha propuesto
evaluar el cuestionario en los universitarios de Lima Metropolitana.
En el primer resultado, el cual propone
evaluar la validez mediante criterio de jueces, se pudo encontrar que hay 5
ítems que no cuentan con una adecuada claridad en el contenido de la pregunta,
por lo que la v de Aiken fue de .80, en un estudio semejante, Rafiemanesh, Yazdani,
Nedjat, Noroozi, Saunders, Mojtabai y Rahimi (2019), evidenciaron que los ítems
2, 4, 5 y 9 no contaban con una adecuada aceptación en el criterio de
redacción, por lo que solo contaron con el 80% de aprobación de los jurados,
siendo una V de Aiken de .80. Por otro lado, el comportamiento de los ítems de
en este estudio, demostró que existen índices de asimetría y curtosis que están
por encima de lo establecido, contando con valores que fluctúan entre 0.21 a
3.72, en otra realidad con estudiantes españoles, Araujo, Braña, Golpe, Rial y
Varela (2017) encontraron que la asimetría varía de 71.2 a 9.5 mientras que la
curtosis fue leptocúrtica con valores empinados, siendo 249.9 a -0.39. Respecto
al afc del cuestionario, se pudo encontrar que el modelo presenta un adecuado
ajuste en sus valores, siendo estos X2/df: 1.09, WRMR: 0.65, NFI:
0.99, CFI: 0.99, GFI: .99, AGFI: .98, RMSEA: 0.020, SRMR: 0.04 y TLI: 0.99,
también se realizó el análisis con una dimensión y dos dimensiones, teniendo
valores adecuados, pero no en todos los criterios, en una situación parecida,
Diógenes, Pereira y Cavalcante (2020) encontraron valores para el modelo
original de X2(25): 2.13, TLI: .98, CFI: .99, RMSEA: 0.64 y ECVI:
0.39 teniendo un mejor ajuste al compararlo con un modelo unidimensional y
bidimensional, por su parte, plantearon un modelo de 2 dimensiones ya que
presentaba un mejor ajuste que el modelo de tres dimensiones, siendo, χ2 (32) =
92.92 (p < .001), GFI: .987, CFI: .984 y RMSEA: .036. La validez relacionada
a otra variable fue medida con la escala EROS, teniendo una correlación de .61
y tamaño de efecto de .007, siendo positiva y directa, en otros estudios han
realizado correlaciones con distintas versiones del AUDIT, teniendo como
resultado en la investigación de Erford, Sriken, Sherman, Hibbs, Smith,
Kipper-Smithy y Niarhos (2020) puntuaciones de AUDIT1-C: .70 AUDIT1PC: .67
AUDIT2: .64 AUDIT2-C: .51 AUDIT2-PC: .61, mientras que Araujo, Braña, Golpe,
Rial y Varela (2017) evidenciaron una validez convergente con los cuestionarios
CRAFFT y POSIT, observando que existe una correlación de .78 y .81
respectivamente. La confiabilidad del cuestionario fue de .86 para Alfa de
Cronbach y .87 para Omega de McDonald, siendo un valor adecuado, mientras que,
en una realidad semejante, Erazo, Pilco, Santos y Llanga (2019) obtuvieron
valores de .83, por su lado, Bringas, Morales, Rojas, Rodríguez, Soto y Villa
(2019) mostraron una fiabilidad de .80. Respecto a la invarianza factorial
entre la modalidad de evaluación física y virtual, se encontró que es variante
entre ambas, ya que en el criterio de los residuos se obtuvo una diferencia
mayor de .01, en una investigación distinta, Erford, Sriken, Sherman, Hibbs,
Smith, Kipper-Smithy, Niarhos (2020) analizaron la invarianza factorial entre
personas que eran y no eran de ascendencia latina, encontrando que es
invariante, con índices de ΔCFI:0020, ΔRMSEA: .004, ΔSRMR: .0010.
CONCLUSIONES
El cuestionario AUDIT presenta adecuados
ajustes para poder evaluar el consumo excesivo de alcohol en universitarios de
Lima Metropolitana, ya que presenta adecuada validez, confiabilidad y
discriminación que le permite identificar de manera óptima a individuos que
presenten este problema, sin embargo, es importante seguir con estudios en
otras realidades para mejorar o potenciar estos resultados.
REFERENCIAS
BIBLIOGRÁFICAS
Ministerio de Salud (2017). Documento
Técnico: Situación de Salud de los Adolescentes y Jóvenes en el Perú
[Archivo PDF]. http://bvs.minsa.gob.pe/local/MINSA/4143.pdf
Organización Mundial de la Salud
(2018). Informe sobre la situación mundial del alcohol y la salud. https://iris.paho.org/bitstream/handle/10665.2/51352/OPSNMH19012_spa.pdf?sequence=1&isAllowed=y#:~:text=El%20consumo%20total%20de%20alcohol,4%20litros%20en%20el%202016
CEDRO (2017). Epidemiologia de
drogas en la población urbana peruana. Centro de Información y Educación
para la Prevención del Abuso de Drogas. http://www.repositorio.cedro.org.pe/bitstream/CEDRO/361/3/CEDRO.Estudio%20EPI.2017.pdf
Instituto Nacional de Estadística e
Informática. (2016) Perú: Enfermedades No Transmisibles y Transmisibles,
2015. https://www.inei.gob.pe/media/MenuRecursivo/publicaciones_digitale
s/Est/Lib1357/libro.pdf
Comisión Nacional para el Desarrollo y
Vida Sin Drogas – DEVIDA (22 de marzo del 2018). Pasco: Con música y baile,
jóvenes rechazan las drogas. http://www.pascolibre.com/2018/03/pasco-con-musica-y-baile-jovenes.html
Organización Mundial de la Salud
(2018). Informe sobre la situación mundial del alcohol y la salud. https://iris.paho.org/bitstream/handle/10665.2/51352/OPSNMH19012_spa.pdf?sequence=1&isAllowed=y#:~:text=El%20consumo%20total%20de%20alcohol,4%20litros%20en%20el%202016
Bandura, A., Lipsher, H. y Miller, E.
(1960). Psychotherapists' approachavoidance reactions to
patients expression of hostility. Journal of Consulting Psychology, 24(1),
1–8. https://doi.org/10.1037/h0043403
Herrera, V.,
Ramírez L., Santiago, E., Reyes, V. y Núñez, L. (2019). El consumo de riesgo de alcohol y el
riesgo de dependencia al alcohol presentan correlatos neurofisiológicos
diferentes. Rev Neurol ;68 (04):137-146. https://pesquisa.bvsalud.org/portal/resource/pt/ibc180704
Instituto nacional de cáncer de
Estados Unidos. (2021). Dependencia del alcohol. https://www.cancer.gov/espanol/publicaciones/diccionarios/diccionario-cancer/def/dependencia-del-alcohol
Ministerio de Salud de Chile. (2013).
Consumo perjudicial y dependencia al alcohol y otras drogas en personas menores
de 20 años [Archivo PDF]. http://www.bibliotecaminsal.cl/wp/wp-content/uploads/2016/04/GUIACLINICA-CONSUMO-ALCOHOL-MENORES-20-IMPRESA.pdf
Quispe, L. y Lévano M. (2021). Uso de
test psicológicos: perspectivas de psicólogos del sector público. Revista de
investigación psicológica, (25), 83-100. http://www.scielo.org.bo/scielo.php?script=sci_arttext&pid=S222330322021000100008&lng=es&tlng=es.
Ministerio de Salud (2019). Programa
presupuestal 0131 Control y prevención en salud mental. [Archivo PDF]. https://www.minsa.gob.pe/presupuestales/doc2019/pp/anexo/ANEXO2_9.pdf
Aguiar, J., Betancor, P., Conde, A.,
Gómez, A., Jorrín, A. y Santana, J. (2001). Utilidad diagnóstica del
cuestionario Alcohol Use Disorders Identification Test (AUDIT) para detectar el
consumo de alcohol de riesgo en atención primaria. Revista Medicina Clínica
Practica, 116(4), 121–124. https://doi.org/10.1016/s0025-7753(01)71745-9
Aramburú, R. (2017) Sentido de vida
y consumo problemático de alcohol en alumnos de universidades privadas de lima
metropolitana. [Tesis de grado, Universidad de Lima]. https://repositorio.ulima.edu.pe/bitstream/handle/20.500.12724/4762/Arambur%c3%ba_Umbert_Rafael.pdf?sequence=1&isAllowed=y
Gantiva, C., Riveros, F., Vera, A. y
Torres, L. (2019). Adaptación del Cuestionario para Identificación de
Trastornos Debidos al Consumo de Alcohol (AUDIT) en universitarios colombianos.
Revista De Psicopatología Y Psicología Clínica, 23(3), 231–238. https://doi.org/10.5944/rppc.vol.23.num.3.2018.22258
Diógenes, E., Pereira, K. y
Cavalcante, P. (2020). Validity and reliability of the Alcohol Use Disorders
Identification Test (AUDIT) in students of a Brazilian university. Ciencias Psicológicas, 14(2), e2230. https://dx.doi.org/10.22235/cp.v14i2.2230
Montero, I y León, o. (2005). Sistema
de clasificación del método en los informes de investigación en Psicología. International Journal
of Clinical and Health Psychology, 5(1), 115-127. https://www.redalyc.org/pdf/337/33701007.pdf
Armento, M., y Hopko, R. (2007). The
Environmental Reward Observation Scale (EROS): development, validity, and
reliability. Behavior
therapy, 38(2),
107–119. https://doi.org/10.1016/j.beth.2006.05.003
Comisión Internacional de Tests.
(2014). El Uso de los Tests y otros Instrumentos de Evaluación en
Investigación [Archivo PDF]. https://www.intestcom.org/files/statement_using_tests_for_research_
spanish.pdf
Universidad de Buenos Aires. (2010).
American Psychological Association. Principios éticos de los psicólogos y
código de conducta APA enmienda 2010 [Archivo PDF]. https://hdl.handle.net/20.500.12008/18938
Kline, P.
(1998). The new psychometrics: Science, psychology, and measurement. Routledge.
Escurra, L. (1998). Cuantificación de
la validez de contenido por criterio de jueces. Revista De Psicología, 6(1-2),
103-111. https://revistas.pucp.edu.pe/index.php/psicologia/article/view/4555
Detrinidad, E. (2016). Análisis
Factorial Exploratorio y Confirmatorio aplicado al modelo de secularización
propuesto por Inglehart-Norris. Periodo 2010-2014 (Estudio de caso España,
Estados Unidos, Alemania, Holanda) WSV. [Tesis de Maestría, Universidad De
Granada]. https://masteres.ugr.es/moea/pages/curso201516/tfm1516/detrinidad_barquero_tfm/
Couglan, J.,
Hooper, D. y Mullen, M. (2007). Structural Equation Modelling: Guidelines
for Determining Model Fit. Electronic Journal of Business Research Methods 6(1),
53-60. https://arrow.tudublin.ie/libart/4/
Hernández, L., Espinosa, C. y
Peñaloza, T. (2018). Sobre El Uso Adecuado Del Coeficiente De Correlación De
Pearson: Definición, Propiedades Y Suposiciones [Archivo PDF]. http://hdl.handle.net/20.500.12442/2469
Livia, J. y Ortiz, M. (2014).
Construcción de pruebas psicométricas: aplicaciones a las ciencias sociales y
de la salud. Revista Digital De Investigación En Docencia Universitaria, 10(2),
92-93. https://doi.org/10.19083/ridu.10.479
Pérez, E. y Medrano, L. (2010).
Análisis Factorial Exploratorio: Bases Conceptuales y Metodológicas. Revista
Argentina de Ciencias del Comportamiento, 2(1),58-66. https://dialnet.unirioja.es/servlet/articulo?codigo=3161108
Yu, C. (2002).
Evaluation of model fit indices for latent variable models with categorical
and continuous outcomes [Tesis de Doctorado, Universidad de California]. http://citeseerx.ist.psu.edu/viewdoc/summary?doi=10.1.1.310.3956
Rafiemanesh,
H., Yazdani, K., Nedjat, S., Noroozi, A., Saunders, J., Mojtabai R. y Rahimi A.
(2019). Alcohol Use Disorders Identification Test (AUDIT): Validation of the
Persian version in an Iranian population. Scien Direct, 83, 127-133. https://doi.org/10.1016/j.alcohol.2019.08.002
Araujo, M., Braña, T., Golpe, S.,
Rial, A. y Varela, J. (2017). Validación del “Test de identificación de
trastornos por consumo de alcohol” (AUDIT) en población adolescente española. Revista
internacional de psicología y Salud, 25(2), 371-386. https://www.behavioralpsycho.com/producto/validacion-del-test-deidentificacion-de-trastornos-por-consumo-de-alcohol-audit-enpoblacion-adolescente-espanola/
Diógenes, E., Pereira, K. y
Cavalcante, P. (2020). Validity and reliability of the Alcohol Use Disorders
Identification Test (AUDIT) in students of a Brazilian university. Ciencias Psicológicas, 14(2), e2230. https://dx.doi.org/10.22235/cp.v14i2.2230
Erford, B.,
Sriken, J., Sherman, M., Hibbs, J., Smith, L., Kipper,-Smith A. y Niarhos, F.
(2020). Psychometric Analysis, Internal Structure, and Measurement Invariance
of the Alcohol Use Disorders Identification Test (AUDIT) Scores From a Large
University Sample. Measurement and Evaluation in Counseling and Development,
54(3), 188-205. https://doi.org/10.1080/07481756.2020.1770101
Erazo, G., Pilco, A., Santos, D. y
Llanga, J. (2019). Evaluación de propiedades psicométricas para identificar
trastornos por ingesta de alcohol en una universidad de Chimborazo. Cambios
rev. méd.; 18(2):65-71. https://doi.org/10.36015/cambios.v18.n2.2019.543
Bringas, C., Morales, L., Rojas, J.,
Rodríguez, J., Soto, A. y Villa M. (2019). Psychometric
properties of the Alcohol Use Disorder Identification Test (AUDIT) in
adolescents and young adults from Southern Mexico. Scien Direct, 81(39-46). https://doi.org/10.1016/j.alcohol.2019.05.002
Conde, K., Cremonte, M. y Giménez, P.
(2018). Características de los Instrumentos de Tamizaje del Trastorno por Uso
de Alcohol en Jóvenes Universitarios de Argentina. Clínica y Salud, 29(1),
27-33. https://dx.doi.org/10.5093/clysa2018a5
