Ma ínez Ga cía, J. A.; Ma ínez Ca o, L.
A icle
Los es es adís icos y la e aluación de escalas: El caso de
la alidez disc iminan e
In es igaciones Eu opeas de Di ección y Economía de la Emp esa (IEDEE)
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Sugges ed Ci a ion: Ma ínez Ga cía, J. A.; Ma ínez Ca o, L. (2009) : Los es es adís icos y la
e aluación de escalas: El caso de la alidez disc iminan e, In es igaciones Eu opeas de Di ección y
Economía de la Emp esa (IEDEE), ISSN 1135-2523, Else ie , Ams e dam, Vol. 15, Iss. 2, pp. 15-24,
h ps://doi.o g/10.1016/S1135-2523(12)60086-0
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In es igaciones Eu opeas de Di ección y Economía de la Emp esa
Vol. 15, Nº 2, 2009, pp. 15-24, ISSN: 1135-2523
LOS TEST ESTADÍSTICOS Y LA EVALUACIÓN DE ESCALAS;
EL CASO DE LA VALIDEZ DISCRIMINANTE
Ma ínez Ga cía, J. A.
Ma ínez Ca o, L.
Uni e sidad Poli écnica de Ca agena.
Recibido: 6 de oc ub e de 2007
Acep ado: 11 de diciemb e de 2008
RESUMEN: Los es es adís icos se u ilizan de o ma gene alizada como c i e io de e aluación de escalas
de medida de cons uc os la en es en o ganización de emp esas y ma ke ing. Sin emba go, la u ilización de
és os puede lle a a conclusiones e óneas sob e la alidez de las escalas de medida, si no se conside an las
di e gencias en cuan o al con enido eó ico que los concep os suscep ibles de se medidos poseen. Es e
abajo mues a a a és de un ejemplo eal como, en el caso de los análisis encaminados a es udia la
alidez disc iminan e en e concep os, exis en a ios p ocedimien os es adís icos que o ecen esul ados
con on ados. Po an o, la alidez de con enido debe de se el p incipal a gumen o pa a conclui que dos
escalas que miden concep os dispa es, ealmen e di e gen.
PALABRAS CLAVE: Validez disc iminan e, Modelos de ecuaciones es uc u ales, Validez de con enido,
Escalas de medida
STATISTICAL TEST AND SCALES ASSESSMENT, THE CASE OF DISCRIMINANT
VALIDITY
ABSTRACT: The e is a widesp ead use o s a is ical es s o e alua e measu emen scales o la en
cons uc s in he business a ena. Howe e , he esul s o hese es s can yield misleading conclusions
ega ding he alidi y o measu emen scales. The e o e, con en alidi y has o be conside ed in o de o
a oid misleading ou comes. Th ough an empi ical example, his pape shows how di e en s a is ical es s
used o analyse disc iminan alidi y yield ambiguous indings. Consequen ly, disc iminan alidi y should
be heo e ically es ablished.
KEYWORDS: Disc iminan alidi y, S uc u al equa ion modelling, Con en alidi y, Measu emen scales
1. INTRODUCCIÓN
La alidez de las mediciones de los cons uc os o a iables u ilizados en ma ke ing es una
condición indispensable pa a el desa ollo y con as e de eo ías cien í icas. No es de ex aña , po
an o, la g an impo ancia que se le o o ga a los mé odos de alidación en la li e a u a de las ciencias
sociales, sob e odo a aíz de los abajos de Ca el (1946), C onbach y Meehl (1955) o Campbell y
Fiske (1959).
T adicionalmen e, se a i ma que la o ma de medi un cons uc o es álida si las medidas
implemen adas miden ealmen e lo que p e enden medi (Cook y Campbell, 1979). A lo la go de la
li e a u a se han p opues o di e sos c i e ios pa a lle a a cabo ese p oceso de alidación (ej.
S eenkamp y an T ijp, 1991), siendo la alidez con e gen e y disc iminan e dos de los más
u ilizados, y que posiblemen e más es echamen e se han ligado a la idea de alidez de cons uc o.
De es e modo, y a pa i de los a gumen os de Campbell y Fiske (1959), se a i ma que, pa a que
unas medidas sean álidas, las medidas de un mismo cons uc o deben co elaciona al amen e en e
ellas ( alidez con e gen e), y que esa co elación debe se mayo que la que exis a con espec o a
las medidas p opues as pa a o o cons uc o dis in o ( alidez disc iminan e).
No obs an e, exis e un amplio deba e en la li e a u a sob e el p opio concep o de alidez y
las di e en es isiones ace ca de la impo ancia de la ed nomológica en la alidación de
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ISSN: 1135-2523 In es igaciones Eu opeas, Vol. 15, Nº 2, 2009, pp. 15-24
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mediciones, así como sob e la p e alencia de la pe spec i a causal y las implicaciones que ello
conlle a en la me odología u ilizada po el in es igado (ej. Bagozzi e al., 1991; Ma kus, 1998;
Hayduk y Glase , 2000; Hancock y Muelle , 2001; Bo sboom e al., 2004). El obje i o de nues o
a ículo no es, sin emba go, pa icipa de esa discusión ni delibe a ace ca de las di e en es pos u as,
sino e lexiona sob e las di e en es o mas que habi ualmen e se u ilizan pa a es udia la alidez
disc iminan e de las mediciones; es deci , una ez que el in es igado se posiciona po una de las
co ien es en dispu a, es ablece una o ma de ac ua , y es p ecisamen e esa o ma de p ocede la que
ponemos bajo análisis, y no la iloso ía subyacen e.
2. ESCENARIO DE ANÁLISIS
Vamos a cen a el análisis en las si uaciones en las que el in es igado plan ea a ias
mediciones po a iable u ilizando un mé odo común. Asimismo suponemos un ma co concep ual
que equie e una in e p e ación ealis a sob e causalidad (Bo sboom e al., 2003), es deci , que
cambios en el alo de la a iable de in e és deben e leja se en cambios en las mediciones
implemen adas, y que además, esas mediciones son ag egadas inalmen e pa a halla el alo del
cons uc o subyacen e. Es e escena io es el más común en los es udios en los que se ecoge
in o mación del me cado (consumido es, emp esas, e c.), aunque lógicamen e no e leja odas las
si uaciones, quedando excluidos, po ejemplo, los es udios que u ilizan ma ices mul i- asgo mul i-
mé odo o los que de ienden una concepción o ma i a sob e la medición.
Pa a ilus a nues o azonamien o amos a conside a que el in es igado es á in e esado en
es udia el e ec o de la calidad pe cibida po el consumido de un p oduc o (X), sob e las in enciones
u u as de man ene una elación come cial con la emp esa (Y) (ej. Zei haml e al., 1996; B ady e al.
2002). Pa a ello omamos como e e encia el es udio de Ma ínez e al. (2006) en el con ex o de
se icios inancie os, y donde se analiza una mues a de 207 consumido es. En es e es udio se
u ilizan cua o indicado es pa a el cons uc o “calidad” y es pa a la a iable “leal ad”, medidos en
una escala de in e alo (mé odo común), siendo la media de esos indicado es el alo de e e encia
de ambas a iables. De es a o ma podemos plan ea un en oque sencillo de ecuaciones
es uc u ales (Figu a 1).
Figu a 1. Modelo de in es igación
Y
2
y
1
y
1y
λ
1y
θ
X
3
y
2y
λ
3y
λ
2
x
1
x
1x
λ
3
x
2x
λ
3x
λ
2y
θ
3y
θ
4x
λ
4
x
1x
θ
2x
θ
3x
θ
4x
θ
γ
ζ
siendo:
i
λ
coe icien e de eg esión en e el cons uc o y cada indicado
i
θ
a ianza de e o de cada indicado
γ
coe icien e de eg esión en e las a iables la en es
ζ
a ianza de e o de la a iable dependien e
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3. FORMAS DE EVALUAR LA VALIDEZ DISCRIMINANTE
Llegados a es e pun o, y as analiza la consis encia in e na ( alidez con e gen e) de los
indicado es de las dos a iables, el in es igado suele p ocede al es udio de la alidez
disc iminan e a a és de los siguien es mé odos.
3.1. Compa ación en e las co elaciones de los indicado es
Según las ecomendaciones de Campbell y Fiske (1959), como las a iables X e Y son
indicado es de cons uc os dis in os, exis e alidez disc iminan e si odas las co elaciones
en e los indicado es de X (Rxx) e Y (Ryy) son signi ica i as y cada una de esas co elaciones es
mayo que odas las co elaciones en e indicado es de ambas a iables (Rxy).
Pa a e la p ecisión de las co elaciones cons uimos los in e alos de con ianza al 95%
usando el mé odo de la ans o mada de Fishe (Rosnow y Rosen hal, 1996) (Tabla 1).
Tabla 1. In e alos de con ianza al 95% pa a las co elaciones en e los indicado es
X1 X2 X3 X4
Y1 Y2 Y3
X1 1
X2 (0.56; 0.72) 1
X3 (0.58; 0.73) (0.64; 0.78) 1
X4 (0.44; 0.63) (0.63; 0.77) (0.60; 0.75) 1
Y1 (0.43; 0.62) (0.52; 0.69) (0.46; 0.65) (0.55; 0.71) 1
Y2 (0.35; 0.57) (0.49; 0.67) (0.40; 0.60) (0.45; 0.64) (0.51; 0.69) 1
Y3 (0.42; 0.62) (0.56; 0.72) (0.50; 0.68) (0.54; 0.71) (0.61; 0.76) (0.68; 0.80) 1
Rápidamen e se cons a a, que aunque odas las co elaciones in a a iables (Rxx;Ryy) son
ampliamen e di e en es de ce o, los in e alos de con ianza se solapan con los de las
co elaciones in e a iables (Rxy) en un g an núme o de casos. Sin emba go, y dado que en an
en juego compa aciones en e co elaciones dependien es, en es e caso debe ían analiza se 72
compa aciones (6 x 12) en e Rxx y Rxy , y 36 compa aciones (3 x 12) en e Ryy y Rxy. Pa a ello,
hab ía que calcula la signi icación de las compa aciones a a és de la Z de S eige (S eige ,
1980) pa a el caso de co elaciones supe pues as, o del es adís ico ZPF (S eige , 1980) pa a el
caso de co elaciones no supe pues as. Dado el edioso p ocedimien o de cálculo (108
compa aciones), nos limi amos a mos a cua o ocasiones en las que las co elaciones no
pueden conside a se di e en es y cua o en que sí lo son (Tabla 2).
Tabla 2. Mues a de compa ación de co elaciones
Z de S eige ZPF
Rx1x4 ; Rx1y1 0.21 Rx1x4 ; Rx3y2 0.49
Ry1y3 ; Ry1x4 1.20 Ry1y2 ; Rx4y3 0.80
Rx1x2 ; Rx1y1 2.32 Rx31x4 ; Rx1y2 3.90
Ry1y3 ; Ry1x1 3.20 Ry2y3 ; Rx4y1 2.23
* Valo c í ico (95%) de Z y ZPF pa a el es de una cola: 1.65
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Po an o, según es e c i e io, los indicado es de ambas a iables no cumplen de mane a
plena con uno de los c i e ios de alidez disc iminan e exigidos.
3.2. Compa ación en e la a ianza compa ida y la a ianza ex aída.
Fo nell y Lacke (1981) p oponen que exis e alidez disc iminan e en e dos a iables
la en es si la a ianza compa ida ( 2
X
Y
R
) en e pa es de cons uc os es meno que la a ianza
ex aída ( c
ρ
) pa a cada cons uc o indi idual. Es e úl imo indicado hace e e encia a la
can idad de a ianza cap u ada po el cons uc o en elación a la can idad de a ianza debida al
e o de medida:
2
1
() 2
11
()
p
i
i
c cons uc o pp
ii
ii
Va
λ
ρ
λθ
=
==
=
+
∑
∑∑
siendo i
λ
el coe icien e de eg esión es anda izado en e el cons uc o y cada indicado
y i
θ
los e o es de medida de cada indicado . En nues o ejemplo, analizamos el modelo
ac o ial con i ma o io (S-Bχ2: 25.60; gl: 13; p: 0.019) y as calcula el in e alo de con ianza
pa a el coe icien e de co elación múl iple usando el so wa e R2 (S eige y Fouladi, 1992),
ob enemos que 2
X
Y
R
no puede conside a se di e en e a () c X
ρ
y () c Y
ρ
(Tabla 3), po lo que de
nue o no se cumple el c i e io p opues o sob e la alidez disc iminan e de las medidas.
Tabla 3. Va ianza compa ida (IC al 95%) y a ianza media ex aída
X Y
2
X
Y
R (0.59; 0.74)
c
ρ
0.654 0.685
3.3. In e alo de con ianza en e las co elaciones
Ande son y Ge bing (1988) p oponen que si el in e alo de con ianza al 95% pa a las
co elaciones en e cons uc os no incluye el 1, se puede a i ma que exis e alidez
disc iminan e. Es e c i e io es, po supues o, mucho menos es ic i o que los an e io es, y
de muy ácil cumplimien o, ya que es bas an e imp obable que dos medidas co elacionen
pe ec amen e, sob e odo cuando el amaño de la mues a no es pequeño. En el caso de
nues o ejemplo, la co elación en e las dos a iables la en es es de 0.82, con un in e alo de
con ianza ap oximado al 95% de (0.77; 0.86) Sin emba go, bajo nues a pe spec i a, es e
c i e io no debe e alua se eniendo en cuen a la “dis ancia es adís ica”, sino la “dis ancia
p ác ica”, es deci , conside a el amaño del e ec o en e a la signi icación es adís ica
(Cohen, 1994). Pod íamos conside a , de es a o ma, dos al e na i as de e aluación. La
p ime a de ellas es oma como e e encia las con enciones de Cohen sob e la impo ancia
de los amaños de e ec o. Pa a el caso de la co elación, Cohen (1988) p opone que amaños
de e ec o supe io es a 0.5 se pueden conside a de g an ele ancia. Po an o, ni eles an

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al os de co elación indica ían una ele ada semejanza de la a iabilidad conjun a. La
segunda opción es con e i la dis ibución asimé ica del coe icien e de co elación en
simé ica a a és de la ans o mada de Fishe , y calcula el pe cen il de la dis ibución que
se co esponde con el lími e supe io del in e alo de con ianza de la co elación. Esa
ope ación da un pe cen il del 90,5%, lo que indica la pequeña dis ancia (menos de 10 pun o
po cen uales) en e la pe ec a co elación y la ob enida en la mues a, y po an o, cues iona
la di e gencia de las medidas.
3.4. Co elaciones en p esencia de mé odo común.
Las co a ianzas en e las medidas de las dos a iables pod ían se explicadas po un
e ec o sis emá ico no deseado p o ocado po el mé odo de ecogida de in o mación
(Podsako e al., 2003); de es e modo la co elación en e las a iables la en es pod ía e se
a ec ada una ez con olado el e ec o mé odo (Figu a 2).
Figu a 2. E ec o del mé odo común
XY
MÉTODO
x1x2x3x4y1y2y3
El análisis del modelo con la p esencia de un e ec o mé odo la en e mos ó un ajus e
adecuado: S-Bχ2: 7.088; gl:6; p: 0.313. Como puede obse a se en la Tabla 4, la mayo
pa e de la a iación de los í ems se debe al e ec o del mé odo común, lo que hace cues iona
la alidez de la in o mación ob enida (sob e odo la iabilidad de los indicado es). Es más,
as es a co ección po mé odo, los esul ados mues an que la co elación en e la calidad
pe cibida y la leal ad es no signi ica i a (0.07), po lo que ambas a iables son
comple amen e independien es, aunque el cálculo del alo con anulo de la co elación
(Rosen hal y Rubin, 1994) nos indica que la e idencia de que la co elación sea ce o es la
misma de que sea de 0.137, po lo que podemos a i ma que a ni el de amaño de e ec o
exis e una pequeña asociación no explicada po el mé odo común de medición. Po an o, los
esul ados son o almen e con adic o ios a los ob enidos en los epíg a es an e io es.
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Tabla 4. Pa ición de la a ianza
Ca ga ac o ial
a iable Ca ga ac o ial
mé odo Va ianza de e o Va ianza debida
a la a iable Va ianza debida
al mé odo
X1 1.830 1.00 0.373* 14.52 42.25
X2 1.000 1.08* 0.181* 5.81 66.26
X3 2.315 0.99* 0.137 28.94 51.27
X4 0.699 1.20* 0.268* 2.25 64.64
Y1 0.458 1.39* 0.472* 4.33 57.15
Y2 1.000 1.17* 0.402* 21.81 43.43
Y3 1.138* 1.38* 0.179 27.14 57.91
* p< 0.05
3.5. Di e encia en e alo es medios
Una simple ó mula es compa a los alo es medios de las escalas de medida
p opues as. Aunque dos a iables es én muy elacionadas y medidas con el mismo mé odo,
pueden ene alo es medios sus an i amen e di e en es, lo que cues iona ía que las escalas de
medida no ue an capaces de disc imina en e concep os. Pa a ello se halló el amaño de e ec o
d de Cohen (1977) usando las indicaciones me odológicas de Dunlap e al. (1996) pa a
mues as elacionadas, y conside ando el coe icien e de co elación p o enien e del análisis
ac o ial con i ma o io con el in de ene en cuen a el e o de medida. Los esul ados (Tabla
5) mues an como se pueden da in e p e aciones muy di e en es de la simili ud de las a iables
a endiendo a si se conside a o no los e ec os del mé odo de medición. Así, la al a co elación
en e las a iables la en es ob enida sin e ec os del mé odo p oduce un amaño de e ec o
pequeño, mien as que es a magni ud es más que duplicada en caso con a io. E iden emen e,
es a dispa idad de magni udes puede lle a a in e p e aciones bas an e di e gen es sob e la
capacidad disc iminan e de las escalas.
Tabla 5. Tamaños de e ec o en e los alo es medios de las a iables dependien es
* Tamaño de e ec o al conside a la co elación co egida po el e ec o mé odo
a Con enciones de Cohen (1988) sob e el amaño de e ec o d: pequeño (0,20), mediano (0,50), g ande (0,80)
Valo medio (Calidad) Valo medio
(Leal ad) d d*
3.05 3.28 0.21a 0.48
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3.6. Dis ancia Disc iminan e
Po úl imo, Ma ínez (2009) p opone el uso de la dis ancia Disc iminan e como o ma
de e alua la di e gencia en e concep os. Es e índice esume la in o mación p o enien e de la
co elación en e los cons uc os y su di e encia de medias es anda izada, en un in e alo
aco ado uni a io. El esul ado de es e cálculo es de 0.162, con un in e alo de con ianza al 95%
de (0.102 ; 0.252), lo que signi ica, según las indicaciones de Ma ínez (2009), una dis ancia
pequeña en e ambos concep os.
4. TEST DEL MODELO CAUSAL
El análisis del modelo de in es igación p opo ciona unciones de ajus e y pa áme os
es imados idén icos al modelo ac o ial con i ma o io (son modelos equi alen es) sin ene en
cuen a el e ec o mé odo, po lo que se puede a i ma que la calidad eje ce una g an in luencia
sob e la leal ad (explica en e un 59 y un 74% de la a iabilidad). Sin emba go las dudas sob e la
idoneidad de las escalas de medida p opues as son e iden es as los análisis p e ios de alidez,
po lo que el in es igado necesi a ía una muy buena jus i icación pa a de ende su p opues a.
5. LA VALIDEZ DE COTENIDO
La espues a a los p oblemas de i ados de los análisis es adís icos es la ap opiada
solidez eó ica de las escalas p opues as. La alidez de con enido hace e e encia a la adecuada
selección de las medidas de la a iable de in e és. Esa selección iene que se ealizada de
o ma deduc i a (C onbach y Meehl, 1955) y equie e un p o undo conocimien o de la ma e ia
en cues ión. Es deci , la de inición de las a iables del es udio condiciona la elección de sus
indicado es en el cues iona io (Hayduk, 1996). Po an o, si dos a iables son concep ualmen e
di e en es y sus espec i as escalas de medición es án jus i icadas su icien emen e bien a ni el
eó ico, los análisis es adís icos basados en co a ianzas o co elaciones no deben desemboca
en conclusiones ambiguas. Si ambos concep os son di e en es en su de inición y las medidas
p opues as son capaces de se sensibles a las a iaciones en esos concep os, no impo a la
magni ud de la co elación en e ellos. És a es la una de las ase e aciones que pe ec amen e
discu en Bo sboom e al. (2004), y que plan ea un nue o camino en la me odología sob e
alidación de escalas.
En el caso de nues o ejemplo, la calidad es de inida como la e aluación que ealiza el
consumido sob e la excelencia o supe io idad de un se icio (Zei haml, 1988), y la leal ad es
en endida como una ac i ud de a o abilidad hacia el se icio que puede mani es a se en
ecomenda y habla posi i amen e del se icio y ene la in ención de man ene se iel a la
compañía (Zei haml e al., 1996). Ambos son concep os cla amen e di e enciados, y las escalas
p opues as e lejan eó icamen e esa di e gencia (Tabla 6). Además, los indicado es de la
escala de leal ad hacen e e encia a compo amien os u u os, es deci , en un iempo +1, en
oposición a los indicado es de calidad donde la e aluación es ealizada po el encues ado en
un momen o , y en cuyo juicio in e ienen las expe iencias en -1. Es a condición es c ucial a la
ho a de diseño de es udios causales con da os de co e ans e sal (Kline, 2005), y e i a los
p oblemas ilosó icos y me odológicos de i ados del plan eamien o de elaciones no ecu si as
(Kaplan e al., 2000; Kline, 2006).
Ma ínez Ga cía, J.A.; Ma ínez Ca o, L.
ISSN: 1135-2523 In es igaciones Eu opeas, Vol. 15, Nº 2, 2009, pp. 15-24
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Tabla 6. Escalas de medida
Fuen es
Calidad
x1. Di ía que es a en idad inancie a p o ee un se icio supe io B ady y C onin (2001)
x2. C eo que es a en idad inancie a o ece un excelen e se icio B ady y C onin (2001)
x3. Es a en idad inancie a da al os es ánda es de calidad del se icio C onin e al. (2000); Teas (1993)
x4. Compa adas con o os bancos o cajas, es a en idad inancie a
o ece un excelen e se icio Olsen (2002)
Leal ad
y1. Recomiendo mi en idad inancie a a o as pe sonas Nguyen y Leblanc (1998)
y2. An e cualquie nue a necesidad inancie a acudi é sin duda a es a
en idad Rod íguez e al. (2002)
y3. Si u ie a que elegi o a ez, elegi ía es a misma en idad C onin e al. (2000)
Po an o, la alidez di e gen e no debe se , bajo nues o pun o de is a, e aluada de o ma
es adís ica, o al menos, la es adís ica no debe ía pesa más que la p opia de inición de los concep os
y sus mediciones. Así, po ejemplo, en de e minadas in es igaciones que analizan los gas os
amilia es en unción de los ing esos pod íamos encon a nos con pa ones de co elaciones muy
pa ecidos a los mos ados en nues o es udio. Pe o a ninguno de noso os se nos ocu i ía cues iona
la alidez de las medidas po que no exis ie a di e gencia a ni el de co a ianzas en e ing esos y
gas os; ya que ing esos y gas os son dos a iables concep ualmen e opues as. Lo mismo ocu e, po
ejemplo, en e el peso y la al u a de los indi iduos, cuya co elación onda el alo 0.80 en la
población (Bo sboom e al., 2004), y que ep esen an ealidades o almen e di e en es, pudiendo se
plan eadas en un mismo modelo, y po an o, siendo suscep ibles de es a suje as a los c i e ios
desc i os an e io men e sob e la alidez disc iminan e.
6. CONCLUSIÓN
Hemos a ado de mos a con un ejemplo eal, cómo los c i e ios más u ilizados pa a
analiza la alidez disc iminan e de las escalas de medida p opues as pa a concep os la en es,
pueden lle a a conclusiones engañosas sob e la idoneidad de esas escalas. Ope a i amen e los
in es igado es suelen ealiza , muchas eces de o ma mecánica, los análisis es adís icos pa a
es a la alidez disc iminan e una ez jus i icada la de inición de los concep as y elección de los
indicado es. Además, esul a muy complicado encon a (noso os no lo hemos hecho) algún
in es igado que se eplan ee su es udio po que es adís icamen e exis a poca e idencia de
di e gencia en e escalas. No malmen e, se suele con inua la in es igación econocieì4o que las
medidas ienen poca alidez disc iminan e pe o que o os c i e ios de alidez y la p opia
de inición de los concep os jus i ican esa debilidad es adís ica. Pe o en onces, ¿po qué se siguen
ealizando esos análisis es adís icos?. Bajo nues o pun o de is a, no es necesa io emba ca se en
esos p ocedimien os es adís icos pa a de ende la alidez disc iminan e de las escalas,
simplemen e bas a con la co ec a delimi ación de las a iables.
Los p oblemas de sesgo po mé odo común son una ealidad en la in es igación sob e
compo amien o del consumido , aunque se han p opues o di e en es p ocedimien os pa a palia
esa de iciencia (Podsako e al., 2003). Sin emba go, a ni el ope a i o el in es igado muchas
eces no iene los ecu sos su icien es pa a implemen a esos mé odos y únicamen e puede
plan ea diseños de in es igación como el ilus ado en es e a ículo. A es e espec o, ampoco los
esul ados es adís icos que de ienen de ene en cuen a el mé odo común deben in e p e a se sin
es a suje os a c í ica. En el ejemplo p opues o Rxx ,Ryy y Rxy son muy simila es. Pe o hay que