Propiedades psicométricas de la Escala Breve de Sentido de Comunidad (BSCS) en los barrios de Barranquilla, (Colombia)

Artículo INFORMACIÓN Recibido: 05/05/2023 Aceptado: 26/07/2023 Palabras clave: Sentido de comunidad BSCS Colombia Barrios Propiedades psicométricas Estatus socioeconómico RESUMEN Se analizan las propiedades psicométricas de la Escala Breve de Sentido de Comunidad (BSCS) en colombianos que residían en Barranquilla, norte de Colombia, teniendo en cuenta la categorización en estratos socioeconómicos de los barrios en la ciudad. Se examina si el modelo teórico de cuatro factores se mantiene o no en este contexto y si la variable estrato socioeconómico de los barrios afecta a su puntuación. Se encuestó a 858 personas: 491 mujeres, 367 hombres, con edades de 18 a 82 años (M =31.2 años, DE =14.6).Seutilizóunanálisisfactorialexploratorioyconfirmatorio para examinar la estructura de los factores y la igualdad de los parámetros del BSCS entre los grupos de barrios con alta y baja categorización socioeconómica. Se encontró que, de tres modelos en comparación, el modelo de un factor de segundo orden que explica las cuatro dimensiones del Sentido de Comunidad (SC), brindó el mejor ajuste alosdatosyrespondemejoralmodelodeMcMillanyChavis(1986).Lasmedidasdeconfiabilidadinternafueronω de0.92yαde0.91.Seproponeunanormadecorreccióncalculadaparalamatrizdecorrelaciónpolicórica,dondelas puntuacionesmásaltasindicanunmayorSC.SeterminaidentificandoqueelSCesmuchomayorenlosbarriosde estratos socioeconómicos altos y medios con respecto a los barrios de estratos bajos. ABSTRACT The psychometric properties of the Brief Sense of Community Scale (BSCS) are analyzed in Colombians residing in Barranquilla, northern Colombia, taking into account the socioeconomic strata categorization of neighborhoods in the city. We examine whether or not the four-factor theoretical model holds in this context and whether the socioeconomic strata variable of the neighborhoods affects their score. We surveyed 858 people: 491 women, 367 men, aged 18-82 years (M =31.2 years, SD=14.6).Exploratoryandconfirmatoryfactoranalysiswasusedtoexaminethefactorstructureand equality of BSCS parameters between groups of neighborhoods with high and low socioeconomic categorization. It was found that, of three models in comparison, the second-order one-factor model explaining the four dimensions of Sense ofCommunity(SC)providedthebestfittothedataandismostresponsivetotheMcMillanandChavis(1986)model. Theinternalreliabilitymeasureswereωof0.92andαof0.91.Acorrectionrulecalculatedforthepolychoriccorrelation matrix is proposed, where higher scores indicate higher SC. It ends up identifying that the SC is much higher in high and middle socioeconomic strata neighborhoods with respect to low strata neighborhoods. Psychometric Properties of the Brief Sense of Community Scale (BSCS) in the Neighborhoods of Barranquilla (Colombia) Citar como: Palacio-Sañudo, J., Bolívar, D., Aragón, J., Romero, D., Jiménez, V., Llanos, A., Maya-Jariego, I. (2023). Propiedades Psicométricas de la Escala Breve de Sentido de Comunidad (BSCS) en los Barrios de Barranquilla (Colombia). Apuntes de Psicología, 41(3), 181-191. https://doi.org/10.55414/ap.v41i3.1551 Autor y e-mail de correspondencia: Jorge Palacio-Sañudo, [email protected] Propiedades Psicométricas de la Escala Breve de Sentido de Comunidad (BSCS) en los Barrios de Barranquilla (Colombia) Jorge Palacio-Sañudo1 , Daniel Bolívar1 , Jeremías Aragón1 , Duban Romero1 , Valentina Jiménez1 , Andrés Llanos1 , e Isidro Maya-Jariego2 1Universidad del Norte, Barranquilla (Colombia) 2Universidad de Sevilla (España) Keywords: Sense of community BSCS Colombia Neighborhoods Psychometric properties Socioeconomic status Apuntes de Psicología (2023) 41(3) 181-191 https://www.apuntesdepsicologia.es • ISSN 0213-3334 • ISSN ONLINE 1989-6441 Apuntes de Psicología Palacio-Sañudo et al. / Apuntes de Psicología 41(3) 181-191 182 Introducción El sentido de comunidad (SC) es uno de los constructos que más fuerza ha ido tomado en la investigación social de las últimas décadas, al darle valor a la experiencia subjetiva de pertenecer a un grupo, y de sentir que se hace parte de una colectividad mayor, con la cual se crean sentimientos de confianza y colaboración (Sarason, 1974). Además, el SC constituye un aspecto fundamental para el bienestar, la autoestima y la calidad de vida de los individuos, debido a que está estrechamente vinculado con la formación de la identidadsocial,procesoatravésdelcuallapersonaseidentifica con un grupo para satisfacer sus necesidades de afiliación, de maneraquealfinal,unapartedesuautoconceptoprovienedel conocimiento de pertenecer a dicho grupo (Tajfel, 1984). McMillan y Chavis (1986) propusieron un modelo teórico de cuatro componentes que ha sido uno de los más utilizados para evaluar el SC, haciendo énfasis en el aspecto emocional para su formación. El primer componente es la Satisfacción de Necesidades, que es el sentimiento de compartir valores y recursos con la comunidad o el grupo de pertenencia; aquí el individuo tiene consciencia de una interdependencia con su grupo y el deseo de mantener la unión haciendo lo que los demás esperan de él. El segundo es la Membresía, o Pertenencia al Grupo, que se refierealsentidodeimplicarsepersonalmenteenlacomunidad, einvertirpartedesímismoenella;aquíselograidentificaralos miembros del grupo, con los cuales se comparten símbolos y un sentimiento de seguridad emocional al estar juntos. El tercero es laInfluenciaRecíproca,dondeseidentificaelgradodepodero influenciadelapersonasobresugrupo,yviceversa.Elcuartoesla Conexión Emocional Compartida, que es el vínculo creado por el contacto prolongado entre los miembros del grupo al participar de experiencias o actividades comunes durante un tiempo determinado. Se han diseñado diferentes instrumentos para evaluar el SC, que han sido utilizados en varios países, grupos y comunidades a nivel mundial, mostrando en general una buena relación con la salud de una comunidad, el nivel de participación comunitaria, el bienestar social, el éxito académico, el empoderamiento, la cohesión social, la pertenencia y la satisfacción de necesidades individuales en contexto comunitario (Cope et al., 2020; Talò et al., 2014; Cicognani et al., 2008; Jacobs y Archie, 2008; Chipuer y Pretty, 1999). Sin embargo, se han presentado diferentes críticas a su estructura factorial y a los instrumentos que se han utilizado para medirlo (Cope et al., 2020). Esto se entiende mejor si vemos que el primer instrumento, el SCI-1 de Chavis, Hogge, McMillan y Wandersman (1986), una escala dicotómica de 12 ítems (https://senseofcommunity.com/soc-index/), recibió algunas críticas por sus valores psicométricos, haciendo evidente la necesidad de un instrumento con mejores indicadores (Long y Perkins, 2003). Le siguió una versión más extensa de 24 ítems (SCI-2, Chavis et al., 2008), en escala Likert, que mejoraba las propiedades psicométricas del primero. De manera paralela, se desarrolló una versión breve de ocho ítems (Brief Sense of Community Scale -BSCS, Peterson et al., 2008), que es la que nos interesa en esta investigación. La versión breve (BSCS), se ha probado en diferentes comunidades, países, grupos étnicos y edades (Lardier et al., 2021, 2018; Rivera-Segarra et al., 2016; Hombrados-Mendieta et al., 2013; Townley et al., 2011; Wombacher et al., 2010). Sin embargo, se tienen pocos resultados en América Latina y no se han encontrado datosparaColombia,locualjustificalanecesidaddeidentificar los valores que arroja este instrumento en este país, en particular en comunidades abiertas, de ciudadanos que responden desde la perspectiva de sus barrios. La Estructura Factorial del Concepto de Sentido de Comunidad A pesar de la estabilidad conceptual del SC con las cuatro dimensiones propuestas por McMillan y Chavis (1986), otros investigadores argumentan diferencias en el número de dimensiones arrojadas por los diferentes instrumentos, así que la discusión está abierta, aunque la perspectiva unidimensional parece ganar terreno, en particular con las versiones breves. Esto se entiende mejor si vemos la variabilidad ocasionada por las diferentes versiones de la misma escala, haciendo difícil su comparación por tener diferente número de ítems (de 8 a 24), tipos de preguntas (Likert o dicotómica), rangos de respuesta (de 0 a 5), ajustes puntuales de algunos ítems y hasta la utilización de sumatorias o promedios para calcular sus dimensiones (Chavis et al., 1986; Chavis et al., 2008; Peterson et al., 2008), arrojando igualmente diferentes estructuras factoriales (de uno a cinco factores) (Peterson et al., 2008; Loomis y Wright, 2018; Cope et al., 2020). Con respecto a una de las versiones breves, el BSCS, Peterson et al. (2008), lo construyeron a partir de una muestra de adultos residentes en el medio oeste de Estados Unidos (n = 293). Su consistencia interna arrojó el alfa de Cronbach general de 0.92 y para las subescalas de 0.86 en Satisfacción de Necesidades, 0.94 laPertenenciaalGrupo,0.77laInfluenciaRecíprocay0.87la ConexiónEmocionalCompartida.Elanálisisfactorialconfirmatorio (AFC) reveló un modelo de cuatro factores con un mejor ajuste a los datos que el modelo unidimensional. La estructura hipotética de segundo orden del BSCS mostró que las cuatro dimensiones podrían considerarse como representantes de un constructo de Sentido de Comunidad subyacente. Además, se observó que tanto la puntuación general y sus subescalas estaban correlacionadas con la participación comunitaria, el empoderamiento psicológico, la salud mental y la depresión (Peterson et al., 2008). A partir de estas evidencias, los autores concluyeron que el instrumento representaba una medida breve y validada del constructo de SC yquepodíaadministrarsedemaneraconvenienteyeficienteen contextos comunitarios. La escala BSCS se ha utilizado para indagar el SC de estudiantes internos en colegios y universidades (Townley et al., 2011), y para comparar el SC en adultos españoles e inmigrantes en Málaga (Hombrados-Mendieta et al., 2013). Otros estudios han puesto a prueba la estructura factorial del BSCS en diversas poblaciones, en particular en los últimos años (Buckley et al., 2021; Cárdenas et al., 2021; Griffinetal.,2021; Lardier et al., 2018; Lardier et al., 2021; Opara et al., 2021; Rivera- Segarra et al., 2016; Wombacher et al., 2010), todos haciendo uso delatécnicadelAnálisisFactorialConfirmatorio(AFC).Enla mayoríasemantienenlosochoítemsyseconfirmalaestructurade cuatro factores y el de segundo orden, siendo la que proporciona el mejor ajuste a los datos (tabla 1). El estudio de Wombacher et al. (2010),buscóverificarsiel marco conceptual y teórico de McMillan y Chavis podría aplicarse Propiedades Psicométricas de la Escala Breve de Sentido de Comunidad 183 a otros países, como por ejemplo a un grupo militar en Alemania. La muestra estuvo compuesta por 270 marineros de dos buques de la armada alemana y, como metodología de análisis, se implementó la técnica de modelos rivales para poner a prueba tres modelos: el modelo de un factor, el de cuatro factores y el de cuatro factores y el de segundo orden (Wombacher et al., 2010). De acuerdo con los resultados, el modelo de un factor no cumplió con la mayoría de los criterios. Por el contrario, los índices sugieren el mejor ajuste del modelo de segundo orden sobre el de cuatro factores (Wombacher et al., 2010), por lo que se respaldan los fundamentos conceptuales del instrumento. Resultados similares obtuvieron Lardier et al. (2018), al probar el BSCS entre una muestra de jóvenes de color de escasos recursos en el noreste de los Estados Unidos (n = 383). Tal como Wombacher et al. (2010), estos autores ponen a competir los modelos de un factor (Modelo 1), cuatro factores (Modelo 2) y uno de segundo orden (Modelo 3), teniendo en cuenta casi todos losmismosíndicesdeajuste(χ2, GFI, AGFI, CFI, RMSEA, entre otros). Los resultados concluyen que el modelo de segundo orden con cuatro factores brindó el mejor ajuste a los datos y representó una construcción del SC subyacente. Reportaron un alfa de Cronbach de 0.85 para la escala en general y entre 0.70 y 0.80 para las cuatro dimensiones de la misma. El estudio de Opara et al. (2021), con una muestra de niñas negras de áreas urbanas de USA (n = 340), buscaron probar tres modelos: el modelo de cuatro factores (Modelo 1), el modelo de cuatro factores de segundo orden (Modelo 2), y un modelo hipotetizado por los autores que asociaba el sentido de comunidad con las variables de empoderamiento psicológico, de apoyo social y de identidad étnica (Modelo 3). Los índices de ajuste sugirieron que tanto el modelo 1 como el 2 proporcionaron un buen ajuste a los datos, arrojando resultados prácticamente iguales. Estos resultadosconfirmanlaestructuradeprimerysegundoordendel BSCS para este grupo de niñas negras, e indica que el modelo de cuatro factores de segundo orden representa un constructo de SC subyacente. Sin embargo, se determina que el modelo de segundo orden es el que mejor se ajusta a la muestra logrando explicar el 68% de la varianza en Satisfacción de Necesidades, el 73% en PertenenciaalGrupo,el86%enInfluenciaRecíprocayel91% en Conexión Emocional Compartida. Asimismo, los indicadores deajustedelmodelo3indicanunaasociaciónsignificativaconel empoderamiento psicológico, el apoyo social y la identidad étnica. Lardier et al. (2021), para ampliar su investigación anterior sobre la medición y utilidad del BSCS, se interesaron en la estructura factorial del instrumento en una muestra de 947 adolescentes hispano/latinos, e identificar las potenciales variaciones de la estructura entre hombres y mujeres de este grupo. Aplicaron el AFC y el análisis de invarianza, para poner a prueba 3 modelos distintos: el Modelo 1, de cuatro factores con las dimensiones propuestas por McMillan y Chavis (1986), el Modelo 2, de cuatro factores de segundo Orden, y un Modelo 3, que tenía cuatro factores de segundo orden, pero añadiendo una regresión, para predecir las variables de empoderamiento psicológico interpersonal e identidad étnica.Seconfirmóquelaestructuradesegundoordendecuatro factores (Modelo 2), proporcionaba el ajuste más adecuado del modelo, respaldando así las dimensiones propuestas por McMillan y Chavis (1986). Reportaron un alfa de Cronbach de 0.89 para la escala en general y entre 0.82 y 0.85 para las cuatro dimensiones delamisma,mostrandounaaltaconfiabilidadinterna. En otro estudio, Cardenas et al. (2021) aplicaron el mismo análisis, pero con el objetivo de determinar si el origen étnicoracial podía influir en el SC de los estudiantes universitarios negros hispanos (n=409) y no hispanos (n=307). Encontraron que seconfirmóelmodelodecuatrofactoresbajolosíndicesdeajuste χ2,CFI,TLI,RMSEAconintervalosdeconfianza(IC)del90%. Además, la imposición de restricciones crecientes en el modelo nodisminuyósignificativamentesuajuste,mostrandoqueexiste una equivalencia de medición entre ambos grupos, lo que quiere decir que el BSCS es una medida válida cuando se comparan las puntuaciones medias totales o medias entre universitarios no hispanos, negros e hispanos. Es decir que no había diferencia en la conceptualización y operacionalización del SC entre estos grupos de universitarios, y que la puntuación no está sesgada por lasinfluenciasculturales. La estructura de cuatro factores de segundo orden también ha sido validada en minorías sexuales. Por ejemplo, en el estudio de Griffinetal.(2021), que tenían como objetivo principal evaluar la validez de una versión adaptada del BSCS, en este caso para su uso con grupos de minorías sexuales. Se aplicó en una muestra de 219 personas de grupos sexuales minoritarios y con el AFC buscaron Tabla 1 Estudios Sobre la Estructura Interna de la Escala Breve de Sentido de Comunidad (BSCS) Estudio Participantes Tamaño de la muestra Análisis factorial Nº de factores Peterson et al. (2008) USA / adultos 293 AFC* 4 Wombacher et al. (2010) Alemania / militares 270 AFC* 4 Rivera-Segarra et al. (2016) Puerto Rico / amantes de música heavy metal 402 AFE/AFC 2 Lardier et al. (2018) USA / jóvenes hombres negros vulnerables 383 AFC* 4 Opara et al. (2021) USA / mujeres jóvenes negras urbanas 340 AFC* 4 Lardier et al. (2021) USA / adolescentes hispanos latinos, hombres y mujeres 947 AFC* 4 Cardenas et al. (2021) USA / universitarios negros, hispanos y no hispanos 716 AFC 4 Griffinetal.(2021) USA / minoría sexual 219 AFC* 4 Buckley et al. (2021) Puerto Rico / adultos mayores de 60 años 154 AFC* 4 * Se validó también un factor de segundo orden. Palacio-Sañudo et al. / Apuntes de Psicología 41(3) 181-191 184 probar tres modelos: el modelo de un factor (Modelo 1), el de cuatro factores (Modelo 2) y el de cuatro factores de segundo orden (Modelo 3), siendo este último el que tuvo mejor ajuste en la muestra seleccionada, mostrando mejores resultados en sus indicadores. El alfa de Cronbach fue de 0.95 a nivel general y un rango entre 0.7 a0.94paralasdimensionesdelinstrumento,reflejandounavalidez yconfiabilidadinternadeaceptableaexcelente. Con respecto a los estudios en América Latina y el Caribe, se tiene el estudio de Buckley et al. (2021), que tenía como objetivo probar las propiedades psicométricas del BCSC en un grupo de 154 adultos mayores de 60 años en Puerto Rico. Los resultados indicaron que, para esta muestra, el modelo de mejor ajuste fue, nuevamente, el de cuatro factores de segundo orden, lo cual es congruente con los resultados de las investigaciones norteamericanas previamente mencionadas. El alfa de Cronbach general fue de 0.85 yentre0.66y0.85paralasdistintasdimensiones,reflejandouna confiabilidadinternaaceptable. También en Puerto Rico, Rivera-Segarra et al. (2016), trataron de examinar la estructura factorial y medida de equivalencia del BSCS en una comunidad de la isla. La muestra (n = 402) era una comunidad local de amantes del heavy metal que asistieron a dos conciertos en 2013. Los resultados del AFE sugirieron un modelo unidimensional, por lo que se procedió a realizar un AFC que arrojó un modelo bidimensional con el mejor ajuste a los datos (Rivera- Segarra et al., 2016).Específicamente,parecequeunaestructura de dos factores (Factor 1: pertenencia/conexión emocional y Factor2:satisfaccióndenecesidades/influencia)explicaríamejor las dimensiones estructurales de la muestra de heavy metal. Este modelo explicaba un 68,7% de la varianza general y un 54% de la varianza para el Factor 1 y 10% para el Factor 2. De esta manera, enestecasolosresultadosnoconfirmaronlaestructuradecuatro factores del BSCS que propusieron originalmente McMillan y Chavis (1986). Por otra parte, es importante mencionar que la medida de SC que proporciona el BSCS, ha sido relacionada positivamente en varias de las investigaciones presentadas anteriormente, con un conjunto de variables teóricamente relevantes, tales como el empoderamiento psicológico (Opara et al., 2021; Peterson et al., 2008; Lardier et al., 2021), la identidad étnica (Cardenas et al., 2021; Lardier et al., 2021; Opara et al., 2021), el apoyo social (Opara et al., 2021), la participación comunitaria (Peterson et al., 2008), el control sociopolítico, el poder relacional y la importancia de la escuela (Lardier et al., 2018), la salud mental (Peterson et al., 2008) y el tamaño de la red social (Buckley et al., 2021). También ha correlacionado negativamente con la depresión (Peterson et al., 2008; Griffinetal.,2021), la soledad (Buckley et al., 2021; Griffinetal.,2021) y la homofobia internalizada(Griffinetal.,2021).Estascorrelacionesusualmente serealizanconelfindecorroborarlavalidezdeconstructodel instrumento,suvalidezpredictivaylaconfiabilidaddelamedida. De acuerdo a lo anterior, se puede observar que el BSCS, ha sido validado sobre todo en contextos norteamericanos y población angloparlante,peroaúnnohasidosuficientementeexaminadoen comunidades hispanohablantes y entornos latinoamericanos, mucho menos en el Caribe colombiano, por lo que no se puede asegurar la generalización de la medida como de la teoría, lo cual es un inconveniente a la hora de conceptualizar el SC en estos contextos. Es decir, que al ser el SC un constructo psicosocial, podría verse afectado por el contexto en el que se concibe, de hecho, podría darse la situación de comunidades hispanohablantes, afrodescendientes o de otro tipo, como los universitarios, grupos de amantes de la músicauotros,quedenunsignificadodiferentealtérminodel SC y que lo entiendan de manera diferente a lo esperado por la teoría.Además,sedebeconsiderarlainfluenciadeotrasvariables como la cultura, la identidad étnica (Arafat et al., 2016), o el individualismo (Komarraju y Cokley, 2008), entre otras. Esto abre elpanoramaparacomprenderelsignificadoquecadacomunidad le da al SC y cómo las variables o contextos pueden cambiarlo, dando paso a los estudios de invarianza. De ahí que se requieren más investigaciones en comunidades diversas para resolver estas interrogantes (Mammana-Lupo et al., 2014). De igual manera, a pesar de que en la mayoría de los artículos revisadosseconfirmalaestructuradecuatrofactoresdesegundo orden propuesta por McMillan y Chavis (1986), no existe un consenso sobre el número de factores y la estructura factorial, sobre todo por ser el BSCS un instrumento de solo ocho ítems y la estructuradedosítemsporfactoresestadísticamentepococonfiable. Por todo esto, y de acuerdo al llamado de Flaherty et al. (2014) y Loomis y Wright (2018), se hace necesario seguir examinando las propiedades psicométricas de los instrumentos que evalúan el SC, sobre todo en grupos culturalmente diversos para fortalecer el ajuste transcultural de la escala. De allí que en esta investigación se buscó validar psicométricamente el BSCS en población latinoamericana, específicamenteenColombia,contribuyendoalageneraciónde conocimientoparaentendermejorelSCyelsignificadoquese le da a este constructo en comunidades latinoamericanas. Porque, pese a que se trata de un concepto central en psicología comunitaria, los instrumentos de evaluación del SC aún requieren de un mayor desarrollo psicométrico. Es de nuestro interés observar si el modelo teórico de cuatro factores se mantiene o no estable en el contexto del caribe colombiano y si la variable estrato socioeconómico de los barrios puede afectar su puntuación, pues la división en estratos en Colombia conlleva una marcada segregación socioeconómica en función del lugar de residencia, por lo que resulta de especial interés como caso de estudio. El presente estudio busca analizar las propiedades psicométricas del BSCS en colombianos que residían en Barranquilla, al norte de Colombia, teniendo en cuenta la distribución de los barrios en la ciudad, los cuales se encuentran categorizados en seis estratos que van de menor (estrato 1) a mayores recursos socioeconómicos (estrato 6), los cuales, para efectos de la investigación, se segmentaron en dos grupos (Nivel bajo: estratos 1, 2, vs. Nivel medio-Alto: estratos 3, 4, 5, 6); además, se buscó proponer una estructura de puntuaciones del SC para interpretar la fuerza del SC con el barrio. Método Participantes El estudio hizo parte de una serie de investigaciones en salud mental y comunidad realizadas durante los periodos de confinamientoporlapandemiadeCOVID-19enColombia.Se contó con 858 participantes, todos ellos colombianos: 491 mujeres y 367 hombres. El 78 % residía en Barranquilla y el resto en el área Propiedades Psicométricas de la Escala Breve de Sentido de Comunidad 185 metropolitana de la ciudad. El promedio de edad fue de poco más de 31 años (DE = 14.6 años). El 69 % tenía entre 18 y 35 años y el 31 % entre 36 y 82 años. El 32 % reportó vivir en un barrio de estrato bajo o muy bajo (1, 2), el 53 % en un barrio de estrato medio o medio bajo (3, 4) y un 15 % en un barrio de estrato medio alto o alto (5, 6). El 44 % de los participantes reportó ganar menos de un salario mínimo (el salario mínimo mensual en Colombia en 2021 equivalía a unos 229 dólares), el 16 % ganaba al menos un salario mínimo, el 22 % tenía ingresos mensuales de entre dos y tres veces el salario mínimo y el 15 % ganaba el equivalente a cuatro o más salarios mínimos al mes. Menos del 1 % reportó tener un nivel educativo de primaria, el 14 % había terminado su bachillerato, el 16 % terminaron estudios técnicos o tecnológicos y el 68 % habían culminado estudios universitarios y/o postgrado. Instrumento Para evaluar el Sentido de Comunidad se utilizó la Brief Sense of Community Scale (BSCS, Peterson et al., 2008), el cual se sustenta en el modelo teórico de McMillan y Chavis (1986), y evalúa cuatro dimensiones que se obtienen del promedio de 8 ítems (Satisfacción denecesidades–ítems1y2–;Membresía–ítems3y4–;Influencia Recíproca –ítems 5 y 6– y Conexión Emocional –ítems 7y 8), que se responden en una escala tipo Likert de 5 opciones (1: totalmente en desacuerdo; 2: un poco en desacuerdo; 3: ni de acuerdo ni en desacuerdo; 4: un poco de acuerdo; y 5: totalmente de acuerdo). El BSCS se adaptó al español mediante una traducción en doble vía. En primer lugar, dos traductores profesionales colombianos adaptaron por separado la versión original del inglés al español. En segundo lugar, dos traductores profesionales retradujeron la versión en español de nuevo al inglés. Finalmente, un profesor de psicología bilingüe comparó las dos versiones y se llegó a un consenso con todoslostraductores.Laconfiabilidadsepresentaenlosresultados. Los ítems de la adaptación de la BSCS utilizada en este estudio se presentan en la tabla 2. Procedimiento Laencuestafueadministradaonline,debidoalconfinamiento que se vivió a nivel mundial por la pandemia. Se envió el link mediante los grupos de contactos de la red social de WhatsApp, siguiendo los lineamientos éticos de contacto, consentimiento informado y anonimato, recomendados por la Asociación Médica Mundial, en la Declaración de Helsinki, revisada en Taipéi en 2016. El estudio contó en el aval del comité de ética de la Universidad del Norte, registrado en FWA-registered Institutional Review Board (IRB). Como criterios de inclusión se tuvieron en cuenta que fuesen personas mayores de edad, con más de 2 años viviendo en Barranquilla y que supieran leer y escribir. El reclutamiento se inició a través de una estrategia de bola de nieve, solicitando la participación voluntaria en la encuesta a través de las redes personales y la exploración en el vecindario por parte de los promotores de la encuesta. El procedimiento permitió obtener una muestra amplia yheterogéneaenaspectossociodemográficos. Los enunciados de la escala resultan especialmente sencillos, por lo que no se detectaron problemas de comprensión relevantes en los diferentes segmentos de población. A diferencia de la versión validada con población de Puerto Rico, en nuestro caso mantuvimos el original “barrio” (neighborhood), en lugar de sustituirlo por la palabra “comunidad”. El procedimiento de traducción y retrotraducción de los ítems no se encontró con incidencias reseñables. Análisis Estadístico Para analizar las propiedades psicométricas internas de la escala, se optó por seguir la estrategia a dos pasos de Anderson y Gerbing (1988),específicamente,sedividió equitativamente la muestra en dos grupos independientes, lo cual permitió garantizar la replicabilidad y la constancia de los modelos. Primero se realizó unAnálisisFactorialExploratorio(AFE),quepermitióidentificar dos tipos de soluciones distintas: una acorde al análisis paralelo de Horn (1965), y otra según el criterio de los autovalores > 1 MAP. Estos modelos se implementaron con una rotación oblicua Promax. Luego se realizó un AFC siguiendo la estrategia de modelos rivales (Hair et al., 2014) en donde se compararon las soluciones factoriales arrojadas en el AFE, para luego seleccionar el modelo con la mejor calidad de acuerdo a los indicadores de ajuste absoluto, incremental y parsimonia. Las soluciones factoriales fueron estimadas con el método de Mínimos Cuadrados no Ponderados (Unweighted Least Squares, ULS), por ser un método robusto y simple que funciona bien con datos ordinales donde se viola la no normalidad (Ferrando et al., 2022; Li, 2016). Para cadamodelosecomputóelχ²(Chi-cuadrado/Discrepancia),yla razónχ²/df,endóndeseconsideranóptimosvalorescercanosa0. Adicionalmente, se calcularon los Índices de Bondad de Ajuste (GFI), de ajuste Comparado (CFI), y ajuste Normado (TLI), donde se consideró como valores de calidad los superiores a 0.95 (Hu y Bentler, 1999). Se midió también el Error de Aproximación cuadrático medio (RMSEA) con valores menores de 0.08 o 0.05 (Hooper et al., 2008; Schermelleh-Engel et al., 2003)y,finalmente, se analizó el Índice de Ajuste Normado de Parsimonia (PNFI) considerando de mejor calidad el modelo de mayor valor absoluto (Hair et al., 2014). Teniendo en cuenta el modelo con mejor ajuste factorial, se evaluó la consistencia interna del modelo con mejor ajuste usando elalfa[α]deCronbachyomegadeMcDonald(Peters, 2014). Finalmente, se compararon las puntuaciones de los participantes para cada factor usando la prueba de t de Student corrección de Welsh y Kruskal-Wallis teniendo en cuenta las variables sexo, edad y estrato socioeconómico para los barrios, como también el tamaño del efecto asociado (Cohen, 1998; Tomczak y Tomczak, 2014). Los análisis factoriales y de consistencia interna se realizaron con el programa Jamovi en su versión 2.3 (The Jamovi Project, 2022). Tabla 2 Ítems de la Escala Breve de Sentido de Comunidad (BSCS) en Español 1. Puedo conseguir todo lo que necesito en este barrio. 2. Este barrio me ayuda a satisfacer mis necesidades. 3. Me siento como un miembro más de este barrio. 4. Siento que pertenezco a este barrio. 5. Mi opinión es tenida en cuenta sobre lo que pasa en este barrio. 6. Las personas en este barrio se ayudan y aconsejan unos a otros. 7. Me siento conectado con este barrio. 8. Tengo un buen vínculo con las personas de este barrio. Palacio-Sañudo et al. / Apuntes de Psicología 41(3) 181-191 186 Resultados Análisis Factorial Exploratorio LapruebaKaiser,MeyeryOlkin[KMO]implementada para medir la adecuación muestral indicó que era adecuado realizar un análisis factorial para esta escala (KMO = 0.87). SereafirmaconlosresultadosdelapruebadeEsfericidadde Bartlett, la cual arrojó puntuaciones por debajo del criterio establecido 0.05 (x2 28 2436.013, p < 0.001). De acuerdo con el análisis paralelo de Horn (1965), el criterio de los autovalores mayores a uno, sugirieron que el número de factores a retener eran uno y tres factores. Lo cual coincidía con distintos estudios donde se han propuesto modelos de un solo factor (por ejemplo, Wombacher, et al. 2010; Rivera-Segarra, et al. 2016) para esta escala, como también un modelo de tres factores para una escala adaptada de SC de diez ítems (Stevens et al. 2011). Con relación a los pesos factoriales, la estructura unidimensional o modelo 1 estuvo entre 0.60 y 0.80, con el 58% de la varianza explicada de los datos. Por otro lado, la estructura de tres factores mantuvo cargas entre 0.46 y 0.95, así que este modelo se adaptó mejor a los datos, explicando el 72% de la varianza. Se menciona que en ambos modelos se retuvieron todos los ítems, puesto que brindaron buenas propiedades psicométricas (ver Lloret-Segura et al., 2014). A modo de resumen, se consideran dos modelos explorados: un modelo unidimensional (modelo 1), donde convergen todos los ítems en una sola dimensión del SC y un modelo trifactorial (modelo 2) en donde los ítems se agrupan así: los ítems 1 y 2 en la dimensión de Satisfacción de Necesidades; los ítems 3 y 4 en la dimensión de Pertenencia al Grupo; los ítems 5, 6, 7 y 8 convergenenlasdimensionesdeInfluenciaRecíproca-Conexión Emocional. Análisis Factorial Confirmatorio En el AFC se compararon los dos modelos mencionados en el AFE y un modelo 3, que cuenta con un factor de segundo orden y las cuatro dimensiones del SC (Peterson et al., 2008) (tabla 3). La tabla 3 presenta los índices de ajuste del AFC para este estudio. Se observa que la solución unidimensional (Modelo 1) es aquella que presenta mayor discrepancia con relación a los demás modelos.Estemodelotieneunχ²significativo;sinembargo,la razónχ²/dfesmayora2ycuentaconíndicesdeajusteincremental buenos,unCFI≥0.95yunTLI≥0.95.Adicionalmente,presenta un buen índice de Ajuste Normado de Parsimonia en comparación al resto, PNFI 0.70. Con relación a los índices de ajuste absoluto, presentaunGFI≥0.95siendobueno,mientrasquepresentaun error de aproximación cuadrático medio (RMSEA) alto, mayor al 0.08 del umbral aceptado. En contraste, el Modelo 2, de tres factores, presentó los mejoresindicadoresparaestamuestra.Lapruebaχ²resultóser significativaylarazónχ²/dfescercanaa2.Losíndicesdeajuste incremental tuvieron excelentes indicadores puesto que el CFI y TLI,seencuentranarribadelumbralesperado≥0.95ycercanos a 1. El índice de Ajuste Normado de Parsimonia se encuentra bueno, pero no es el mejor entre los modelos PNFI de 0.60. Por otrolado,losíndicesdeajusteabsolutosonóptimosyreflejan queelmodeloesbueno,GFI≥0.95yRMSEApordebajodel umbral de 0.08. Finalmente, el modelo teórico (Modelo 3), también presentó índices adecuados y de calidad. Con relación a la prueba de discrepanciaχ²,presentóunapuntaciónsignificativayunarazónχ²/ df cercana a 2. Los índices de ajuste incremental fueron adecuados y mayores a 0.95 para CFI y TLI. La solución teórica presentó un índice de ajuste de parsimonia PNFI de 0.56. Los índices de ajuste absoluto calculados se encuentran dentro de lo esperado en unmodeloosoluciónfactorial,GFI≥0.95yRMSEApordebajo del umbral aceptado de 0.08, por lo cual, este modelo se muestra también adecuado. De los modelos analizados, el 2 y 3 se adecuaron mejor a los resultados, sin embargo, al contar con pocos ítems, las soluciones factoriales suelen mostrar un solapamiento de dimensiones, tal como se presenta en el modelo 2, donde las dimensiones de InfluenciaRecíprocayConexiónEmocionalconvergen,locual dificultalaconceptualizaciónydenominacióndelfactor,como también afecta su replicabilidad. Mientras que el modelo 3, brinda propiedades de adecuación óptimas y una mejor conceptualización teórica, lo cual facilita su operacionalización y replicabilidad (Ferrando et al., 2022). Por tanto, se considera que el modelo 3 es el más adecuado, puesto que es aquel que brinda el mejor ajuste a los datos y guarda mejor correlato con la teoría de SC (McMillan y Chavis, 1986; Peterson et al., 2008; Peterson et al., 2006). En la figura1 se muestra su estructura factorial. Tabla 3 Análisis Factorial Confirmatorio Para los Modelos de la BSCS (los Modelos se Estimaron con ULS) Medidas de Ajuste Modelo 1 - Un Factor Modelo 2 - Tres Factores Modelo 3 - Segundo Orden Discrepancia[χ²] 250.102 38.147 54.977 Grados de libertad df 20 17 16 p-value <.001 .002 <.001 Discrepancia[χ²]/df 12.505 2.244 3.436 GFI 0.990 0.998 0.998 CFI 0.983 0.998 0.997 TLI 0.977 0.997 0.995 PNFI 0.701 0.605 0.569 RMSEA 0.16[0.14-0.18] 0.05[0.03-0.07] 0.07[0.05-0.09] Propiedades Psicométricas de la Escala Breve de Sentido de Comunidad 187 Análisis de Consistencia Interna SecomputóelomegadeMcDonald’s[ω]yalfadeCronbach [α]paratodoelinstrumentoysusescalas(Muñiz, 2010; Hernández et al., 2016). La escala global de SC tuvo una excelente medidadeconfiabilidadinternaωde0.92yαde0.91(tabla 4). De manera similar, las subescalas presentaron adecuadas medidas deconfiabilidad,laSatisfaccióndeNecesidadesarrojóíndices ωyαde0.88;ladePertenenciaalGrupoωyαde0.91;lade InfluenciaRecíprocaωyαde0.74ylaConexiónEmocional ωyαde0.82.Portanto,lapuntuaciónglobaldeBSCSysus subescalasseconsideranconfiables.Paralaspuntuacionesdelos factores se aplicó la prueba de Shapiro-Wilk y se encontró que se distribuyen de manera no-normal, p valor < 0.001, con una asimetría negativa para la mayoría de las puntuaciones (Asimetría global del BSCS = -0.3076). Norma de Corrección La norma de corrección fue calculada para la matriz de correlación policórica del Modelo 3. Para la puntuación total seoptóporlasumadepromedioscomosistemadecalificación teniendo en cuenta su practicidad y relevancia en las investigaciones comunitarias (Griffin et al., 2021; Lin y Israel, 2012; Peterson et al., 2008; Peterson et al., 2006). Las puntuaciones más altas indican un mayor SC. En la tabla 5 se detalla la puntuación total media para la escala y subescalas, como también tres niveles del constructo para la muestra. Análisis Sensitivos Noseencontrarondiferenciassignificativasparalasvariables sexo y edad (p-valor < 0.05), lo cual sugiere que conciben de manera similar el SC y sus dimensiones. Sin embargo, se encontraron diferenciasparalavariabledeEstratificaciónsocioeconómicadel barrio. Los habitantes de barrios con niveles socioeconómicos medios y altos (3, 4, 5, 6) tuvieron mayores puntuaciones generales de SC (M = 3.25, DE = 1.03), que aquellos que habitan barrios con bajo nivel socioeconómico (1, 2) (M = 3.01, DE = 1.08), t(521) = -3.168, p < 0.002, d = 0.23). Resultados similares se encontraron para las subescalas de Satisfacción de Necesidades (Mmedios/altos = 3.57, DE = 1.27; Mbajos = 2.85, DE = 1.23), t(559) = -7.953, p < 0.001, d = 0.58) y Pertenencia al Grupo (Mmedios/altos = 3.43, DE = 1.26; Mbajos = 3.23, DE = 1.33), t(516) = -2.137, p < 0.033, d = 0.16). Figura 1 Modelo 3: un Factor de Segundo Orden con las Dimensiones del SC. El Gráfico Representa los Factores de Satisfacción de Necesidades (NS), Membresía (Me), Influencia (In) y Conexión Emocional (CE) BSCS P1 P2 P3 P4 P5 P6 P7 P8 0.87 0.91 0.96 0.9 0.94 0.9 0.9 1 0.85 0.81 0.91 0.88 NS Me CEIn Tabla 4 Análisis Estadístico de Confiabilidad Escala ω McDonald α Cronbach BSCS General 0.920 0.918 Satisfacción de Necesidades 0.882 0.881 Pertenencia al Grupo 0.915 0.915 InfluenciaRecíproca 0.742 0.742 Conexión Emocional 0.829 0.828 Tabla 5 Baremación Para la Escala Breve de Sentido de Comunidad (BSCS) Media DE Niveles en la escala de Sentido de Comunidad (SC) Bajo Medio Alto BSCS General 3.17 1.06 1 - 2.87 2.88 - 3.74 3.75 - 5 Satisfacción de Necesidades 3.33 1.30 1 - 3.00 3.01 - 3.99 4.00 - 5 Pertenencia al Grupo 3.37 1.29 1 - 3.00 3.00 - 3.99 4.00 - 5 InfluenciaRecíproca 2.81 1.12 1 - 2.50 2.50 - 3.49 3.5.0 - 5 Conexión Emocional 3.18 1.22 1 - 3.00 3.00 -3.99 4.00 - 5 Palacio-Sañudo et al. / Apuntes de Psicología 41(3) 181-191 188 Hay un efecto pequeño en la puntuación del SBSC general y la Pertenencia al Grupo, pero es mediano para la Satisfacción de Necesidades (Cohen, 1988). Esto quiere decir que las personas que habitan los barrios de estratos altos tienden a valorar más su SC, en particular respecto a su Satisfacción de Necesidades, mucho más que los habitantes de los barrios de estratos bajos (tabla 6 y figura2). Discusión En esta investigación se buscó describir las propiedades psicométricas del BSCS en población colombiana, atendiendo a la solicitud de Flaherty et al. (2014) y Loomis y Wright (2018), de fortalecer el ajuste transcultural de los instrumentos que evalúan el SC. Se probaron tres modelos de los cuales los dos primeros surgen de un AFE. El primer modelo era de estructura unidimensional. El segundo, era de tres factores, donde las subescalas de Satisfacción de necesidades y Membresía conservaron sus ítems sin cambio, mientrasquelosítemsdeInfluenciayConexiónemocionalseunieron en un solo factor. Luego se propuso un tercer modelo teórico de cuatro factores y un factor de segundo orden tal como sugiere la teoría de SC. Luego del AFC, el tercer modelo brindó el mejor ajuste a los datos y respondió mejor a la teoría de SC. Además, arrojó buenos indicadoresdeconfiabilidadinterna(ω=0.92,α=0.91). Esto es un dato relevante para la teoría que sustenta el constructo de SC y sus dimensiones (McMillan y Chavis, 1986; Peterson et al., 2008), además de validar un instrumento breve (BSCS) en contexto colombiano, en la medida en que ha sido Tabla 6 T-Test Para Puntuación del SC Según la Categorización del Nivel Socioeconómico de los Barrios Variable Nivel socioeconómico N M DE T de Welch pTamaño de efecto BSCS General Bajo 277 3.01 1.08 -3.168 0.002 0.23 Medio/Alto 581 3.25 1.03 Satisfacción de Necesidades Bajo 277 2.85 1.23 -7.953 <.001 0.58 Medio/Alto 581 3.57 1.27 Pertenencia al Grupo Bajo 277 3.23 1.33 -2.137 0.033 0.16 Medio/Alto 581 3.43 1.26 InfluenciaRecíproca Bajo 277 2.81 1.11 -0.003 0.997 -0.000255 Medio/Alto 581 2.81 1.13 Conexión Emocional Bajo 277 3.14 1.28 -0.673 0.501 0.0497 Medio/Alto 581 3.2 1.19 Figura 2 Diferencias Significativas del SC Según Nivel Socioeconómico Medio-Alto/Bajo de los Barrios. En Cada Caso se Indican la Media (con un Círculo) y la Mediana (con un Cuadrado). Tanto Para el Total de la Escala (BSCS) Como Para los Factores de Satisfacción de Necesidades y Membresía, los Encuestados de Nivel Socioeconómico (SES) Medio y Alto Obtienen Puntuaciones más Elevadas que los Encuestados de Nivel Socioeconómico (SES) Bajo Propiedades Psicométricas de la Escala Breve de Sentido de Comunidad 189 probado con datos de una muestra compleja de la cual se deben tener en cuenta dos aspectos: Es por un lado homogénea desde la región geográficaynacionalidaddelosparticipantes,peroporotroladoes heterogénea en términos de su edad, sexo y nivel socioeconómico. La teoría sugiere que el SC es más consistente en poblaciones homogéneas (Cope et al., 2020; Wright, 2004; McMillan, 1996), por la similitud percibida entre los miembros de la comunidad, lo cual contribuiría a la interacción y cohesión del grupo, así que estos resultados muestran una buena consistencia en la manera que esta comunidad del norte de Colombia representa su SC. Por otro lado, se encontró que la distribución global de la escala de cinco puntos (1-5), tiene una asimetría negativa (-0.3076), con un promedio de 3.17, lo cual es un punto medio, pero con una desviaciónhacialaderecha,quereflejaunaopinióncontendencia favorable para el SC de los participantes. Justamente se propone una norma de corrección en tres niveles para el SC (Bajo-Medio- Alto), que es válido para este grupo de participantes, pero sienta las basesparaquesepuedaidentificarlafuerzadelarepresentación que tiene una comunidad de diferentes características con respecto a su sentido de comunidad. AlidentificarloscambiosquesedanenlapuntuacióndelSCde acuerdo a las variables de edad, sexo y estrato socioeconómico del barrio donde habitan los participantes, se encuentra que el SC en su puntuaciónglobalsoloessignificativamentemásaltoofuerte,en las personas que viven en los barrios de estratos socioeconómicos medios y altos (M = 3.25), con respecto a los que viven en los barrios de estratos bajos (M = 3.01). Por lo que se puede esperar que algunas personas de los barrios de estratos bajos, que además tienen baja puntuación en SC, experimenten sentimientos más frecuentes de soledad, o de que no pertenecen, no se les necesita y no se les apoya (Cope et al., 2020). Mientras que las personas de estratos medios y altos tienen sobre todo puntuaciones altas en la Satisfacción de necesidades de su barrio (efecto estadístico mediano). Esto se podría relacionar con que ellos reconocen mejor que existe una interdependencia con las demás personas de su barrio, y además que desean mantenerla, para lo cual estarían dispuestos a tener comportamientos de reciprocidad (Sarason, 1974). En este resultado de los estratos socioeconómicos, se deben tener en cuenta dos elementos. El primero es que los barrios vulnerables, o donde habitan personas con bajos recursos económicos, afectan el desarrollo y la identidad personal y social de sus habitantes, lo cual condicionaría su comportamiento social (Manstead, 2018). La sensación de tener un menor control personal podría llevarlos a desarrollar comportamientos de aislamiento que reducirían su apertura hacia un mejor SC. El segundo, es el momento del estudio, que es justamente en pandemia y que puede reforzar o conectarse con el elemento anterior. La pandemia generó una gran incertidumbre en todo el mundo, y particularmente en Colombia; el deterioro de la salud mental en este país se relacionó, sobre todo, con el temor a la pérdida del trabajo, el pertenecer a grupos étnicos y el vivir en barrios de estratos socioeconómicos vulnerables o bajos (Bautista- Gómez et al., 2023). Esto podría reforzar, por lo tanto, en estos barrios, un mayor sentimiento de aislamiento, vulnerabilidad y temor, que impactaría más el SC de los ciudadanos de estos contextos y en esos momentos. Esto guarda relación con la evaluación de aspectos macrosociales, microsociales e individuales (simultáneamente) a través del sentido psicológico de comunidad. Cuando se aplica al barrio de residencia, los indicadores de sentido de comunidad no sólo valoran la calidad del vecindario objeto de evaluación, sino también las relaciones sociales con los vecinos, así como la importancia atribuida a dicho contexto comunitario por el individuo (Jason et al., 2015; Sánchez- Vidal, 2001).Porloqueserefierealainteracciónsocial,ladensidad de las redes personales muestra una asociación positiva con el sentido de comunidad (Maya-Jariego et al., 2020). No obstante, podría ocurrir que, pese a mantener una relación positiva con los vecinos, los residentes en barrios de estratos más bajos sean conscientes de las oportunidades limitadas que tienen a su alcance en comparación con otras zonas de la ciudad. Tal y como adelantaba Seymour Sarason (1974)enladefiniciónoriginaldelconcepto,los aspectos emocionales, percibidos o simbólicos entran en interacción con la satisfacción de necesidades y los recursos que la comunidad proporciona a sus miembros. En dicho sentido parecen apuntar los datos obtenidos en Colombia. La validación psicométrica desarrollada en los barrios de Barranquilla corresponde a una tradición en la que ha predominado la validación unidimensional de comunidades residenciales. Los barrios son contextos relativamente homogéneos que permiten explorar el sentido de pertenencia de sus residentes. No obstante, también resulta necesario explorar la vinculación del individuo con varios contextos simultáneamente (Brodsky y Marx, 2001). Además, es probable que los factores psicométricos analizados sean más o menos relevantes dependiendo de la modalidad de comunidad estudiada (Rivera-Segarra et al., 2016). Se ha comprobado que el tipo de vínculo que el individuo desarrolla con sus vecinos obedece a dinámicas diferentes que el surgimiento de comunidades instantáneas (como ocurre, pongamos por caso, cuando un grupo de personas comparten intereses musicales y acuden a un concierto). La investigación futura en general y los instrumentos psicométricos en particular podrían profundizar en las diferentes modalidades de comunidad, así como en la vinculación múltiple del individuo con el conjunto de contextos comunitarios en los que participa. Por otro lado, las escalas psicométricas han mostrado cierta tendencia a una evaluación positiva de los barrios de residencia, dificultando en ocasiones la observación de diferencias significativasentreladiversidaddecontextosobjetodeestudio. Junto con la mejora de las herramientas psicométricas, parece de interés incorporar una aproximación cualitativa que profundice en lapercepciónsubjetivadecadaentornocomunitarioespecífico.La utilización de métodos mixtos resulta prometedora a ese respecto. También sería de interés contrastar nuestros resultados con una encuesta en formato cara a cara. Aunque en nuestro caso el muestreo reflejóunaampliacoberturapoblacional,losparticipantespueden variar en sus competencias para responder en formato online. En cualquier caso, la simplicidad de la formulación de los ítems facilitó tanto la comprensión como la cumplimentación de la escala. Conclusión El sentido psicológico de comunidad es uno de los conceptos clave de la psicología comunitaria (Sarason, 1974). Sin embargo, la evaluación psicométrica del concepto se enfrenta aún a retos importantes, tales como el diseño de una herramienta efectiva en la identificacióndelosfactoresteóricosylavalidaciónendiferentes contextos culturales. En este estudio comprobamos empíricamente la estructura factorial de una escala breve de sentido psicológico de