Investigación

Validación del Inventario de Personalidad del DSM 5 en una muestra de profesores universitarios colombianos

Validation of the DSM 5 Personality Inventory in a sample of Colombian university professors

Berrío García, Nathaly; Vieco Gómez, Germán Fernando; Londoño Arredondo, Nora Helena

Nathaly Berrío García

nathyberrio@gmail.com

Corporación Universitaria Empresarial Alexander von Humboldt Colombia

Germán Fernando Vieco Gómez

fernando.vieco@udea.edu.co

Universidad de Antioquia Colombia

Nora Helena Londoño Arredondo

nora.londonno@gmail.com

Universidad San Buenaventura Colombia

Psicoespacios

Institución Universitaria de Envigado, Colombia

ISSN: 2145-2776

Periodicidad: Frecuencia continua

vol. 18, núm. 33, 2024

psicoespacios@iue.edu.co

Recepción: 19 Junio 2024

Aprobación: 23 Agosto 2024

Publicación: 04 Septiembre 2024

URL: https://portal.amelica.org/ameli/journal/743/74350187435018005/

DOI: https://doi.org/10.25057/21452776.1662

License Creative Commons
Esta obra está bajo una Licencia Creative Commons Atribución-NoComercial-CompartirIgual 4.0 Internacional.

Modelo de publicación sin fines de lucro para conservar la naturaleza académica y abierta de la comunicación científica

ePub generado a partir de XML JATS4R

Resumen: El modelo dimensional de personalidad del DSM 5, comprobado reiteradamente, postula una teoría que establece la existencia de cinco dominios como variantes desadaptativas de los cinco grandes de personalidad, desde el punto de vista psicopatológico. Para continuar con la comprensión de las diferentes asociaciones entre los rasgos de la personalidad derivados del modelo de los cinco grandes y diversas variables, se requiere disponer de instrumentos con adecuadas propiedades psicométricas y adaptados lingüística y culturalmente a las poblaciones de interés. El objetivo del estudio actual es medir las propiedades psicométricas para la versión breve del Inventario de Personalidad del DSM 5. Se desarrolló una investigación con diseño metodológico de tipo psicométrico. Participaron 286 profesores de 29 universidades de Colombia, con mediana de edad de 43 años (RIC 15). El análisis factorial corroboró la estructura de cinco factores que explicaron el 39,6 % de la varianza total. La evaluación de la relevancia, claridad, precisión y comprensión de los reactivos fluctuó entre 0,90 y 0,99. La consistencia interna para la escala total fue de ω = 0,86 y osciló entre 0,68 y 0,77 para las cinco dimensiones del inventario. Las evidencias de validez de contenido y confiabilidad sugieren que el instrumento es adecuado para la medición de la personalidad en profesores universitarios.

Palabras clave: cinco grandes de la personalidad, profesores universitarios, validez de contenido, estructura factorial, consistencia interna, trastornos de personalidad.

Abstract: The DSM 5 dimensional model of personality, which has been repeatedly tested, postulates a theory that establishes the existence of five domains as maladaptive variants of the Big Five personality, from the psychopathological point of view. To continue the understanding of the different associations between the personality traits derived from the Big Five model and various variables, instruments with adequate psychometric properties and adapted linguistically and culturally to the populations of interest are required. The aim of the current study is to measure the psychometric properties of the brief version of the DSM 5 Personality Inventory. A total of 286 professors from 29 universities in Colombia participated, with a median age of 43 years (RIC 15). The factor analysis corroborated the structure of five factors that explained 39.6% of the total variance. The evaluation of the relevance, clarity, precision, and comprehension of the items fluctuated between 0.90 and 0.99. The internal consistency for the total scale was ω = 0.86 and ranged between 0.68 and 0.77 for the five dimensions of the inventory. The evidence of content validity and reliability suggests that the instrument is suitable for the measurement of personality in university teachers.

Keywords: Big Five personality factors, professors, content validity, factorial structure, internal consistency, personality disorders.

Introducción

A finales del siglo pasado, la comunidad científica empezó a cuestionar el enfoque categórico de los trastornos de la personalidad del Manual Diagnóstico y Estadístico de los Trastornos Mentales DSM-IV-TR (Asociación Americana de Psiquiatría, 2005), pues se observó que entre categorías y diagnósticos había gran trasposición, inestabilidad temporal en los diagnósticos, desacuerdos en la conceptualización de los diagnósticos y variabilidad de los síntomas (Clark, 1999). En consecuencia, Costa y Widiger (2009) consideraron la posibilidad de conceptualizar los trastornos de personalidad a partir de las teorías de los rasgos de personalidad normales como el modelo de cinco factores, y proponer una evaluación de los instrumentos basados en él, como el NEO-FFI y el NEO-PI-R de Costa y McCrae (2008).

Una perspectiva alternativa al enfoque categorial tradicional de la personalidad es el modelo dimensional, que explica los trastornos de personalidad como combinaciones desadaptativas de rasgos. Sostiene, asimismo, que todas las personas se pueden ubicar en la línea continua de los rasgos de personalidad, esto es, los rasgos se aplican a todos los sujetos en diferentes grados; de ahí que se distancie de la diferenciación categorial de rasgos (presentes o ausentes), propuesta por la Asociación Americana de Psiquiatría (2014) (Berrío García & Vieco Gómez, 2020). Los dominios de los rasgos de la personalidad incluyen una serie de facetas más específicas de la personalidad que suelen aparecer juntas (Asociación Americana de Psiquiatría, 2014). El modelo dimensional de personalidad del DSM 5, comprobado reiteradamente, postula una teoría que establece la existencia de cinco dominios como variantes desadaptativas de los cinco grandes de personalidad (Big Five o Five Factor Models, FFM), desde el punto de vista psicopatológico (McCrae & Costa, 1987). Los cinco dominios detallados por la APA (2014) son: afecto negativo, antagonismo, desapego, desinhibición . psicoticismo.

En los últimos años es evidente un aumento de estudios que buscan describir la relación entre el modelo de los “cinco grandes” y variables particulares. Por ejemplo, Laca Arocena et al. (2011) observaron que para 133 profesores españoles los factores de personalidad afabilidad y apertura mental predicen el nivel de satisfacción laboral intrínseca alta (varianza explicada de 12,6 %, . < 0,01 y . < 0,05, respectivamente), y para 101 profesores mexicanos la afabilidad es predictora de satisfacción alta (15,2 % de la varianza explicada, . < 0,01). Además, el afecto positivo y negativo predice la satisfacción laboral (alta y baja) (Laca Arocena et al., 2011) de los docentes tanto españoles como mexicanos (varianza explicada de 24,9 % y 29,7 %, respectivamente).

Por otra parte, Zambrano-Cruz et al. (2018) hicieron un estudio con 398 personas colombianas y, con un modelo de regresión estadísticamente significativo, identificaron que el neuroticismo y el significado personal del riesgo pueden predecir la percepción de salud (. [8,389] = 9,640, . ≤ 0,01) con un R. de 0,165; de este modo, aseveran que los determinantes de la salud incluyen variables cognitivas y de personalidad.

Por su parte, Moreno Jiménez et al. (2005) argumentaron que la dimensión de compromiso de la variable personalidad resistente y el optimismo desempeñan un rol mediador en el síndrome de burnout. En una muestra de 257 profesores, encontraron que las dimensiones de personalidad optimismo, el control y el factor reto tienen un valor predictivo de agotamiento emocional, explicando el 29,2 % de la varianza total; optimismo, compromiso . reto predicen significativamente la realización personal (más del 31 % de la varianza total explicada por el modelo); y las dimensiones de personalidad control y optimismo, conjuntamente, predicen un 10,4 % de la varianza total de la despersonalización.

Asimismo, en un estudio con 133 docentes de instituciones públicas y privadas, Ortiz Parada et al. (2010) hallaron diferencias en la puntuación total de burnout entre los estilos de personalidad espectador y escéptico (. ≤ 0,05), y en agotamiento emocional entre los estilos escéptico y complicado (. ≤ 0,05), medidos con el instrumento NEO-FFI. Los resultados invitan a prestar atención a los profesores de instituciones públicas, en particular a aquellos docentes que puntúan alto en neuroticismo, porque parecen más propensos a presentar burnout, pues su promedio es mayor que el de docentes de instituciones privadas (. ≤ 0,05).

Por otro lado, en una muestra de 386 docentes, Espinoza-Díaz et al. (2015) midieron la relación entre la personalidad y la percepción del clima psicosocial con el síndrome de quemado en el trabajo (SQT), y encontraron que tanto el clima psicosocial (específicamente el grado de desorganización explica más del 28 % de la varianza) como los factores de la personalidad (especialmente la afabilidad) influyen en el burnout y, a pesar de que los factores de clima parecen ser mejores predictores del SQT, el empleo la variable personalidad aumenta la predictibilidad del síndrome, dado que incrementa en un 12,5 % la varianza explicada por el modelo (Espinoza-Díaz et al., 2015). Todas las dimensiones de personalidad tuvieron relaciones significativas con la escala total SQT, siendo mayores para la estabilidad emocional (. = -0,378; . < 0,01) y afabilidad (. = -0,368; . < 0,01) que para extraversión (. = -0,285; . < 0,01) y responsabilidad (. = -0,236; . < 0,01). En consecuencia, las personas más estables emocionalmente, amables y extrovertidas tienden a quemarse menos en el trabajo, al igual que las más responsables (Espinoza-Díaz et al., 2015).

Adicionalmente, con el objetivo de identificar los rasgos de personalidad que afectan el desempeño de los docentes universitarios en la actividad investigativa, Merlyn-Sacoto et al. (2018) evaluaron a 221 profesores teniendo en cuenta sus gestiones en proyectos de investigación y sus publicaciones científicas. Los resultados establecieron una relación significativa (. < 0,05) entre el desempeño como investigadores y los rasgos de afabilidad (. = 0.01) y abstracción (. = 0,01) y en el factor autocontrol (. = 0,038) (Merlyn-Sacoto et al., 2018).

Con el fin de dar continuidad y comprender las diferentes asociaciones entre los rasgos de la personalidad derivados del modelo Big Five y diversas variables, se requiere disponer de instrumentos con adecuadas propiedades psicométricas y adaptados lingüística y culturalmente a las poblaciones de interés. En la Tabla 1 se sintetiza la información psicométrica sobre las validaciones del Inventario de Personalidad del DSM 5, derivadas de la teoría de los cinco grandes.

Tabla 1.

Evidencias de confiabilidad y validez del Inventario de Personalidad del DSM 5

Estudio
Muestra y versión del PID-5
Evidencias de confiabilidad
Evidencias de validez

Fossati et al. (2013)
710 adultos, 220 ítems
α > 0,70 para todas las facetas y α > 0,90 para todos los dominios
TLI, CFI, e IFI mayores 0,95 para todas las escalas

Markon et al. (2013)
50000 adultos (muestra normativa) 581 adultos (320 muestra primaria, 40 muestra secundaria, 221 muestra comunitaria). Formulario para informantes
α = entre 0,718 y 0,952 para muestra normativa, y α = entre 0,738 y 0,948 para muestra comunitaria
RMSEA fue de 0,095 y SRMR de 0,044. Correlaciones con Inventario de Personalidad NEO Revisado (NEO PI-R) en muestra comunitaria entre 0,401 y 0,539 para dominios (M = 0,474, DE = 0,055), y de 0,251 a 0,546 para facetas (M = 0,473, DE = 0,075).

Zimmermann et al. (2014)
Muestra 1: 577 estudiantes universitarios Muestra 2: 212 pacientes, 220 ítems
α = entre 0,73 y 0,95, con mediana de 0,86
Los AFC indicaron que la mayoría de las escalas eran unidimensionales. CFI = 0,98, TLI = 0,97 y RMSEA = 0,09.

Roskam et al. (2015)
2532 adultos, 220 ítems
Media de α = 0,82
χ² = 3567,27, df = 185, p < ,000, CFI de 0,89, GFI de 0,99 y RMR de 0,03.

Bastiaens et al. (2016)
240 pacientes hospitalizados, 220 ítems
No se midieron
Ajuste ítem-facetas satisfactorio (CFI > ,90, SRMR < ,10), excepto para las facetas hostilidad y labilidad emocional. Para las escalas de dominio de orden superior, el ajuste del modelo exploratorio de ecuaciones estructurales fue casi aceptable (df = 185, χ2 = 666,06, CFI = 0,86, SRMR = 0,04). Correlaciones significativas con DAPP-BQ.

Keeley et al. (2016)
989 estudiantes universitarios, 220 ítems
Escala total α = 0,53. Parejas de ítems α = entre 0,602 y 0,8
Valores de sensibilidad entre 0.9036 y 0.9980, y de especificidad entre 0.9184 y 0.9749.

Al-Attiyah et al. (2017)
710 estudiantes universitarios, 220 ítems
α > 0,76 para todas las dimensiones
SB-χ2 (df = 265) = 91,96, p < 0,01, CFI = 0.97, SRMR = 0,07, y RMSEA = 0,05.

Busch et al. (2017)
1187 estudiantes universitarios, 220 ítems
No se midieron
Mediana de validez convergente de 0,71 y valores medios de validez discriminante con promedio de 0,35 en relación con el Inventario de Evaluación de la Personalidad (PAI).

Góngora y Castro Solano (2017)
1032 adultos, 25 ítems
α > 0,86 para cada factor y α = 0,87 para la escala total
Convergencia entre todos los rasgos patológicos y normales, excepto entre Psicoticismo (rasgo de personalidad patológico) y Apertura a la Experiencia (rasgo de personalidad normal), medida con el Inventario Big Five (BFI).

Gutiérrez et al. (2017)
1036 adultos, 220 ítems
Mediana de α = 0,79 (rango: 0,65 a 0,93)
TLI satisfactorios en los niveles tercero (Φ = 0.96 a 0.97, total: 0,96), cuarto (de 0,95 a 0,98, total: 0,96) y quinto (de 0,93 a 0,98, total: 0,95).

Kajonius (2017)
291 adultos, 25 ítems
Mediana de α = 0,74
CFI = 0,97, RMSEA = 0,05 [0,02, 0,08]), evaluados en modelo conjunto con el International Personality Item Pool (Mini-IPIP).

Bach et al. (2018)
Muestra emparejada de 598 individuos clínicos y 598 no clínicos, 220 ítems
α = superiores a 0,70 para todas las escalas, excepto Irresponsabilidad en la muestra no clínica (α = 0,69). Mediana de α = 0,86 para muestra clínica y de 0,84 para muestra no clínica
RMSEA de 0,085 para muestra clínica y de 0,072 para muestra no clínica. SRMR de 0,031 para muestra clínica y de 0,026 para muestra no clínica. CFI de 0,891 para muestra clínica y de 0,927 para muestra no clínica.

Combaluzier et al. (2018)
264 adultos, 25 ítems
α > 0,68 para todas las dimensiones, y α = 0,81 para la escala total
Correlaciones entre afecto negativo y neuroticismo (r = 0,48), entre desinhibición y extraversión (r = 0,32), y entre psicoticismo y conciencia (r = –0,16) son consistentes con las descripciones de dominios para PID-5 y los ítems del NEO-PI.

Lowmaster et al. (2019)
Estudio 1: 455 estudiantes universitarios, 25 ítems Estudio 2: 242 estudiantes universitarios, 220 ítems modificado
No se midieron
Estudio 1: Valores de sensibilidad entre 0,716 y 0,993, y de especificidad entre 0,755 y 0,979 Estudio 2: Valores de sensibilidad entre 0,898 y 1, y de especificidad entre 0,935 y 0,995.

Stover et al. (2019)
906 adultos no pacientes, 220 ítems
α entre 0,85 y 0,93 para los dominios, y α > 0,70 para las facetas
Correlaciones con BFI: extraversión y desapego (-0,523), conciencia y desinhibición (-0,624), neuroticismo y afectividad negativa (0,587), agradabilidad y antagonismo (-0,363). apertura y psicoticismo (p > 0,05).

Trógolo et al. (2023)
908 adultos, 31 ítems (adaptación argentina)
α ordinal con valores aceptables para psicoticismo (0,72) y antagonismo (0,73), cercanos a los valores recomendados para afecto negativo (0,68), y algo más bajo para desapego (0,64) y desinhibición (0,67)
Modelo original de 31 ítems: CFI = 0,956, TLI = 0,936, RMSEA = 0,043 Modelo reespecificado de 26 ítems: CFI = 0,97, TLI = 0,952, RMSEA = 0,042.

Nota: TLI = Índices de Tucker-Lewis; CFI = Índice de ajuste comparativo; IFI = Índice de Ajuste Incremental; RMSEA = Raíz media cuadrada del error de aproximación; SRMR = Raíz cuadrada estandarizada residual; M = Media; DE = Desviación estándar

Como se puede observar en la Tabla 1, la tendencia de los estudios de validación del Inventario de Personalidad del DSM-5 muestra una adecuada estructura psicométrica para las diferentes versiones del inventario. Por tanto, el objetivo de este estudio es medir las propiedades psicométricas de la versión breve, adaptada lingüísticamente para Colombia por Ferrer et al. (2019), del Inventario de Personalidad del DSM 5 (PID-5-BF), elaborado por Krueger et al. (2012), en una muestra de docentes universitarios.

Método

Diseño

Se llevó a cabo un estudio de diseño metodológico de tipo psicométrico para el análisis de las evidencias de validez de contenido y confiabilidad (Ruiz Morales & Gómez Restrepo, 2015) del Inventario de Personalidad del DSM-5-Versión breve (PID-5-BF).

Participantes

Se empleó un muestreo no probabilístico teórico (Hernández Sampieri, 2018), y se asumió el criterio psicométrico de evaluar mínimo 10 docentes universitarios por cada ítem del instrumento (Carretero-Dios & Pérez, 2005). Se evaluaron 286 docentes universitarios de 29 instituciones de educación superior (IES) del Área Metropolitana del Valle de Aburrá, Colombia. En la Tabla 2 se presenta la descripción de las características de la muestra.

Tabla 2.

Características demográficas y laborales de la muestra (n = 286)

Característica | N | Porcentaje
Sexo | Masculino | 147 | 51,4
Femenino | 139 | 48,6
Edad | 20-30 | 20 | 7,0
31-40 | 93 | 32,5
41-50 | 101 | 35,3
51-60 | 53 | 18,5
61-70 | 18 | 6,3
71-80 | 1 | 0,3
Último nivel de formación alcanzado | Pregrado | 8 | 2,8
Especialización | 20 | 7,0
Maestría | 184 | 64,3
Doctorado | 64 | 22,4
Posdoctorado | 10 | 3,5
Años de experiencia como docente | 0,5-10 | 131 | 46,0
11-20 | 94 | 33,0
21-30 | 43 | 15,1
31-40 | 14 | 4,9
41-51 | 3 | 1,1
Sector IES | Oficial | 125 | 43,7
Privada | 161 | 56,3
Tiempo de dedicación | Hora cátedra | 53 | 18,5
Medio tiempo | 30 | 10,5
Tiempo completo | 202 | 70,6
No respuesta | 1 | 0,3
Vinculación laboral | Empleo único | 127 | 44,4
Multiempleado | 159 | 55,6

Instrumento

Inventario de Personalidad del DSM-5-Versión breve (PID-5-BF) (Krueger et al., 2012). Instrumento autodiligenciable de 25 ítems que evalúan cinco dominios (cinco reactivos cada uno) de rasgos de personalidad, en mayores de edad: afecto negativo, desapego, antagonismo, desinhibición y psicoticismo. Cada elemento del PID-5-BF se califica en una escala de 0 (si el enunciado es “muy falso o con frecuencia falso”) a 3 (si el enunciado es “muy cierto o con frecuencia cierto”) (Krueger et al., 2012). La versión completa del Inventario fue validada recientemente en población clínica colombiana por Ferrer et al. (2019), y se demostró una consistencia interna adecuada (α = 0,71 a 0,96). Los resultados para la puntuación promedio total del instrumento y por cada dominio se interpretan en una escala de tres posibilidades así: bajo (percentiles 1-25), medio (percentiles 26-75), alto (percentiles 76-99) (Ferrer et al., 2019). El instrumento completo se observa en el Anexo.

Asimismo, se elaboró un cuestionario ad hoc con el propósito de indagar algunas características demográficas y laborales de la muestra.

Procedimiento

Se empleó la escala de Ferrer et al. (2019), quienes hicieron la adaptación lingüística y cultural para el contexto colombiano de la versión de 220 ítems. Con base en ella y en los 25 ítems para la versión breve del PID-5 de acuerdo con la propuesta de la Asociación Americana de Psiquiatría (2013) se construyó el formato de aplicación del instrumento. Luego, se hizo una prueba piloto con 30 docentes universitarios para evaluar los ítems, la utilidad de la escala y el formato del instrumento (Ruiz Morales & Gómez Restrepo, 2015). Después de revisar y corregir el formato final de la escala se procedió a aplicarla mediante formulario online durante siete meses. Los participantes se enrolaron en el estudio a través de convocatoria abierta. La invitación se distribuyó a través de correos institucionales y redes sociales, configurando un muestreo no probabilístico de voluntarios. Los datos se recolectaron mediante un cuestionario de Google Forms y se utilizó el correo institucional de los investigadores para informar a los participantes el propósito del estudio, el consentimiento informado para acceder a este y la URL donde se localizaba el instrumento.

Análisis de datos

Luego de verificar la calidad de los datos, se hicieron los cálculos de las puntuaciones totales y promedio para cada dimensión y para la escala global. Para las variables sociodemográficas se presentan frecuencias y porcentajes. Se empleó el software Statistical Package for the Social Sciences (SPSS) versión 25 (IBM Corporation, 2017) para los análisis descriptivos, y para los demás análisis se usó el software libre RStudio (2021) versión 1.4.1717.

Para determinar la validez de contenido se llevó a cabo un juicio con tres expertos en el que se evaluaron los ítems según su relevancia, claridad, precisión y comprensión (Castillo-Sierra et al., 2018; McGartland Rubio et al., 2003; Zamanzadeh et al., 2015), mediante el coeficiente V de Aiken con intervalos de confianza al 95 % (Escurra Mayaute, 1988). Relevancia se refiere a que el reactivo es representativo del dominio de personalidad que se está evaluando con él (McGartland Rubio et al., 2003; Zamanzadeh et al., 2015). Claridad se refiere a que el reactivo está redactado de manera que permite su fácil y rápida comprensión. Precisión se refiere a que el reactivo está redactado de manera puntual y exacta. Comprensión se refiere a que al leer el reactivo se entiende lo que quiere decir (Castillo-Sierra et al., 2018). Los 25 ítems fueron evaluados por tres jueces, expertos en psicología y psicometría. Dos jueces tenían título de doctorado y una juez tenía título de maestría. Todos los jueces estaban vinculados a instituciones de educación superior: Universidad de Pamplona, Fundación Universitaria María Cano y Universidad de San Buenaventura.

Luego, se corroboró que la matriz de correlaciones policóricas apropiada para instrumentos con escala tipo Likert era factorizable, mediante la prueba de esfericidad de Bartlett y el índice de Kaiser-Meyer Olkin (KMO) (Lloret-Segura et al., 2014). Se realizaron análisis multivariables para analizar la confiabilidad y la validez del instrumento discriminativo (Ruiz Morales & Gómez Restrepo, 2015). Se realizó un análisis factorial confirmatorio (AFC) para obtener resultados comparables con en el estudio previo de Ferrer et al. (2019). Para extraer los factores se empleó el método de residuales mínimos (MinRes), intercambiable con el método de mínimos cuadrados no ponderados (ULS), recomendado para la matriz de correlaciones policóricas (Lloret-Segura et al., 2014). Para comprobar el número de factores se usaron scree plot y análisis paralelos. Se empleó la rotación oblicua Oblimin, y se redujeron los ítems del modelo final, retirando aquellos con cargas factoriales entre 0,311 y 0,447 con la consecuente mejoría en la bondad de ajuste (Lloret-Segura et al., 2014). Para evaluar el ajuste del modelo obtenido con el AFC se utilizaron medidas de ajuste absoluto, incremental y de la parsimonia (Escobedo Portillo et al., 2016; Salas Vargas et al., 2017).

Por último, la consistencia interna de la prueba y sus dimensiones se evaluaron con base en el Coeficiente Omega (Berrío García & Zedán-Salinas, 2023; Viladrich et al., 2017); el cual se considera apropiado dado que se empleó la matriz de correlaciones policóricas (Viladrich et al., 2017) y debido a la naturaleza de las variables de la escala que son de tipo ordinal.

Consideraciones éticas

Se llevaron a cabo las acciones necesarias para velar por los derechos, la integridad y el bienestar de los docentes evaluados (Congreso de la República de Colombia, Ley 1090, 2006). Se presentaron los objetivos de la investigación y la participación de los profesores fue voluntaria, previo diligenciamiento del consentimiento informado (Ministerio de Salud de Colombia, Resolución 8430, 1993). Se guardó el rigor metodológico y ético en el uso del material psicométrico (International Test Commission, 2014). El proyecto de investigación del que se deriva el artículo fue avalado por el Comité de Ética en Investigación de Ciencias Sociales, Humanidades y Artes de la Universidad de Antioquia.

Resultados

Validez de contenido

Los jueces valoraron los reactivos según su relevancia, claridad, precisión y comprensión, y realizaron observaciones a la redacción de los ítems. Los ítems que recibieron ajustes en la redacción para mejorar su claridad y comprensión fueron el 2, 6, 10 y 23. Como se ve en la Tabla 3, se obtuvieron coeficientes entre 0,90 y 0,99, evidenciando alta validez de contenido del PID-5-BF (Escurra Mayaute, 1988).

Tabla 3.

Coeficientes de validez de contenido del PID-5-BF

Ítem | Relevancia | Claridad | Precisión | Comprensión
V de Aiken | IC 95 % | V de Aiken | IC 95 % | V de Aiken | IC 95 % | V de Aiken | IC 95 %
1 | 1,00 | 0,70 – 1,00 | 0,78 | 0,45 – 0,94 | 0,78 | 0,45 – 0,94 | 0,78 | 0,45 – 0,94
2 | 1,00 | 0,70 – 1,00 | 1,00 | 0,70 – 1,00 | 1,00 | 0,70 – 1,00 | 1,00 | 0,70 – 1,00
3 | 1,00 | 0,70 – 1,00 | 0,78 | 0,45 – 0,94 | 0,78 | 0,45 – 0,94 | 0,78 | 0,45 – 0,94
4 | 1,00 | 0,70 – 1,00 | 1,00 | 0,70 – 1,00 | 1,00 | 0,70 – 1,00 | 1,00 | 0,70 – 1,00
5 | 1,00 | 0,70 – 1,00 | 1,00 | 0,70 – 1,00 | 1,00 | 0,70 – 1,00 | 1,00 | 0,70 – 1,00
6 | 1,00 | 0,70 – 1,00 | 0,78 | 0,45 – 0,94 | 0,78 | 0,45 – 0,94 | 0,78 | 0,45 – 0,94
7 | 1,00 | 0,70 – 1,00 | 1,00 | 0,70 – 1,00 | 1,00 | 0,70 – 1,00 | 1,00 | 0,70 – 1,00
8 | 1,00 | 0,70 – 1,00 | 1,00 | 0,70 – 1,00 | 1,00 | 0,70 – 1,00 | 1,00 | 0,70 – 1,00
9 | 1,00 | 0,70 – 1,00 | 1,00 | 0,70 – 1,00 | 1,00 | 0,70 – 1,00 | 1,00 | 0,70 – 1,00
10 | 1,00 | 0,70 – 1,00 | 1,00 | 0,70 – 1,00 | 1,00 | 0,70 – 1,00 | 1,00 | 0,70 – 1,00
11 | 1,00 | 0,70 – 1,00 | 1,00 | 0,70 – 1,00 | 1,00 | 0,70 – 1,00 | 1,00 | 0,70 – 1,00
12 | 1,00 | 0,70 – 1,00 | 1,00 | 0,70 – 1,00 | 1,00 | 0,70 – 1,00 | 1,00 | 0,70 – 1,00
13 | 1,00 | 0,70 – 1,00 | 0,56 | 0,27 – 0,81 | 0,78 | 0,45 – 0,94 | 0,78 | 0,45 – 0,94
14 | 1,00 | 0,70 – 1,00 | 0,78 | 0,45 – 0,94 | 0,78 | 0,45 – 0,94 | 1,00 | 0,70 – 1,00
15 | 0,89 | 0,56 – 0,98 | 0,78 | 0,45 – 0,94 | 0,78 | 0,45 – 0,94 | 1,00 | 0,70 – 1,00
V de Aiken | 0,99 | 0,90 | 0,91 | 0,94

En relación con el análisis factorial exploratorio, el valor de . de la prueba de esfericidad de Barlett fue de 0,001, lo cual permitió rechazar la hipótesis nula de no correlación entre las variables. El índice KMO fue de 0,8. Ambos resultados son satisfactorios para la realización del análisis factorial (Lloret-Segura et al., 2014).

El modelo final es una solución con los cinco factores tradicionales del modelo teórico Big Five. El análisis factorial confirmó la estructura de cinco factores que explicaron el 39,6 % de la varianza total. Todos los ítems tuvieron cargas factoriales mayores a 0,40, tal como se recomiendan (Lloret-Segura et al., 2014), y cada dimensión de personalidad quedó conformada por tres ítems de la siguiente manera (ver Tabla 4).: afecto negativo: 4, 5, 6 (factor 3); desapego: 7, 8, 9 (factor 1); antagonismo: 10, 12, 15 (factor 4); desinhibición: 1, 2, 3 (factor 5); y psicoticismo: 11, 13, 14 (factor 2).

Tabla 4.

Análisis factorial confirmatorio del PID-5-BF

Ítem | Enunciado | Factor
1 | 2 | 3 | 4 | 5
7 | Me mantengo alejado de las relaciones románticas | 0,481 |  |  |  |
8 | No me interesa hacer amigos | 0,812 |  |  |  |
9 | No me gusta acercarme a los demás | 0,761 |  |  |  |
11 | Con frecuencia tengo pensamientos que los demás dicen que son extraños |  | 0,525 |  |  |
13 | Con frecuencia “me desconecto de la realidad” y cuando vuelvo me doy cuenta de que ha pasado mucho tiempo |  | 0,608 |  |  |
14 | Con frecuencia siento que las cosas que me rodean son irreales, o más reales de lo habitual |  | 0,684 |  |  |
4 | Me preocupo por casi todo |  |  | 0,698 |  |
5 | Me pongo sensible fácilmente por razones pequeñas |  |  | 0,679 |  |
6 | Mi mayor temor es quedarme solo en la vida |  |  | 0,557 |  |
10 | Me es indiferente lastimar los sentimientos de los demás |  |  |  | 0,486 |
12 | Utilizo a la gente para conseguir lo que quiero |  |  |  | 0,734 |
15 | Es fácil para mí aprovecharme de los demás |  |  |  | 0,849 |
1 | Siento que la mayoría del tiempo actúo por impulso |  |  |  |  | 0,778
2 | No puedo evitar tomar decisiones impulsivas |  |  |  |  | 0,727
3 | No soy bueno para planear con anticipación |  |  |  |  | 0,401

Los indicadores de bondad de ajuste absoluto fueron aceptables para el Chi cuadrado (X.) (Salas Vargas et al., 2017) y el error de aproximación cuadrático medio (RMSEA) (Escobedo Portillo et al., 2016). Asimismo, los indicadores de bondad de ajuste incremental fueron adecuados para el índice comparativo de ajuste (CFI) (Salas Vargas et al., 2017), el índice de ajuste de Tucker Lewis (TLI), y el índice de ajuste normado (NFI) (Escobedo Portillo et al., 2016). Por último, en cuanto el ajuste de la parsimonia, tanto el índice de ajuste normado de parsimonia (PNFI) como el criterio de información de Akaike (AIC) evidenciaron un ajuste adecuado del modelo final compuesto por cinco factores y 15 ítems (ver Tabla 5).

Tabla 5.

Indicadores de bondad de ajuste de PID-5-BF

Modelo | Ajuste absoluto | Ajuste incremental | Ajuste de la parsimonia
X2 | RMSEA | IC 90% RMSEA | CFI | TLI | NFI | PNFI | AIC
Modelo inicial | 0,000 | 0,064 | 0,057-0,071 | 0,822 | 0,798 | 0,719 | 0,635 | 12812,55
Modelo reducido 1 (se retiraron los ítems 1, 4, 18 y 20) | 0,000 | 0,062 | 0,053-0,071 | 0,871 | 0,849 | 0,784 | 0,668 | 10506,29
Modelo reducido 2 (se retiraron los ítems 11, 15 y 19) * | 0,000 | 0,059 | 0,048-0,069 | 0,905 | 0,883 | 0,828 | 0,676 | 8952,91
Modelo final (se retiraron los ítems 5, 7 y 12)** | 0,000 | 0,050 | 0,035-0,064 | 0,946 | 0,929 | 0,881 | 0,671 | 7885,27

* Los reactivos retirados tienen cargas factoriales entre 0,311 y 0,362. ** Los reactivos retirados tienen cargas factoriales entre 0,371 y 0,447. X ²= Chi-cuadrado; RMSEA = error de aproximación cuadrático medio; IC = intervalo de confianza del RMSEA; CFI = índice comparativo de ajuste; TLI = índice de ajuste de Tucker Lewis; NFI = índice de ajuste normado; PNFI = índice de ajuste normado de parsimonia; AIC = criterio de información de Akaike.

Confiabilidad

Se realizaron análisis con el coeficiente Alfa de Cronbach tradicional, el cual se basa en la matriz de correlaciones de Pearson, identificando que los valores subestimaban la consistencia interna del PID-5-BF y sus dimensiones. En la Tabla 6 se ilustra que el coeficiente Omega para la escala global fue de 0,86 y para cada dominio fue superior a 0,69, indicando una consistencia interna elevada para la escala completa, y aceptable para cada dominio.

Tabla 6.

Análisis de consistencia interna del PID-5-BF

|  | Alfa de Cronbach (SPSS) | Coeficiente Omega (R)
Escala completa |  | 0,76 | 0,86
Afecto negativo |  | 0,68 | 0,69
Desapego |  | 0,71 | 0,74
Antagonismo |  | 0,76 | 0,77
Desinhibición |  | 0,66 | 0,71
Psicoticismo |  | 0,66 | 0,68

Discusión y conclusiones

El presente estudio tuvo como objetivo evaluar la validez de contenido y consistencia interna de la versión breve, adaptada lingüísticamente para Colombia por Ferrer et al. (2019), del Inventario de Personalidad del DSM 5 (PID-5-BF), elaborado por Krueger et al. (2012), en una muestra de docentes universitarios, mediante un análisis psicométrico y estructural. El resultado principal consistió en ofrecer un modelo de evaluación de la personalidad para profesores universitarios con una estructura factorial satisfactoria y un excelente grado de confiabilidad. Los análisis factoriales de los ítems permitieron llegar a la solución tradicional interpretable de cinco factores con tres reactivos cada uno. La agrupación factorial de las dimensiones obtenidas coincide con el modelo teórico original de la personalidad de cinco factores de McCrae y Costa (1987), retomado por Ferrer et al. (2019).

El primer factor, denominado afecto negativo, se refiere a experiencias frecuentes e intensas de niveles elevados de diversas emociones negativas (por ejemplo, culpa y preocupación) y sus manifestaciones conductuales (como autolesiones) e interpersonales (por ejemplo, dependencia) (Asociación Americana de Psiquiatría, 2014); y está conformado por reactivos que evalúan la ansiedad (ítem 4), la labilidad emocional (ítem 5) y la inseguridad por separación (ítem 6) (Asociación Americana de Psiquiatría, 2013).

A su vez, el segundo factor, denominado desapego, conlleva la evitación de la experiencia socioemocional, que implica tanto eludir las interacciones interpersonales (incluidas las interacciones diarias casuales, las amistades o las relaciones íntimas) como la experiencia y la expresión afectiva limitada, especialmente la capacidad placentera restringida (Asociación Americana de Psiquiatría, 2014); y está conformado por reactivos que evalúan la evitación de la intimidad (ítem 7) y el retraimiento (ítems 8 y 9) (Asociación Americana de Psiquiatría, 2013).

Adicionalmente, el tercer factor, denominado antagonismo, se caracteriza por conductas conflictivas con otros individuos, como un sentido exagerado de la propia importancia y la consecuente expectativa de merecer un trato especial, así como antipatía insensible hacia los demás, que incluye falta de conciencia de las necesidades y sentimientos de los otros y predisposición a usar a las personas en beneficio propio (Asociación Americana de Psiquiatría, 2014); y está conformado por reactivos que evalúan la insensibilidad (ítem 10), falsedad (ítem 12) y manipulación (ítem 15) (Asociación Americana de Psiquiatría, 2013).

Por su parte, el cuarto factor, denominado desinhibición, indica orientación hacia la satisfacción inmediata que implica comportamientos impulsivos producidos por pensamientos, sentimientos y estímulos actuales externos, sin tomar en cuenta aprendizajes del pasado o el análisis de futuras consecuencias (Asociación Americana de Psiquiatría, 2014); y está conformado por reactivos que evalúan la impulsividad (ítems 1 y 2) y distraibilidad (ítem 3) (Asociación Americana de Psiquiatría, 2013).

Por último, el quinto factor, denominado psicoticismo, consiste en mostrar un amplio espectro de conductas y cogniciones incongruentes y extrañas, excéntricas o inusuales culturalmente, que abarcan el proceso (por ejemplo, la percepción, la disociación) y el contenido (por ejemplo, las creencias) (Asociación Americana de Psiquiatría, 2014); y está conformado por los reactivos que evalúan excentricidad (ítem 11), y la disregulación perceptiva (ítems 13 y 14) (Asociación Americana de Psiquiatría, 2013).

Por otra parte, el PID-5-BF presentó adecuadas propiedades psicométricas, puesto que la consistencia interna de los factores osciló entre 0,68 y 0,77, siendo el Omega de la escala total equivalente a 0,86. No es posible comparar los resultados obtenidos con valores similares a los encontrados previamente, porque Kajonius (2017) y Combaluzier et al. (2018) emplearon Alfa de Cronbach para su medición de consistencia interna.

Además, el análisis de las propiedades psicométricas permitió dar soporte a la estructura de cinco dimensiones de la personalidad diferenciadas, dado que el PID-5-BF mostró adecuados índices de ajuste absolutos, incrementales y de parsimonia, validando su contenido, tal como lo reportaron Fossati et al. (2013), Markon et al. (2013), Gutiérrez et al. (2017) y Bach et al. (2018). Por tanto, los resultados también sostienen la capacidad del instrumento para establecer valores discriminantes por grupos de docentes con varios niveles de afecto negativo, desapego, antagonismo, desinhibición . psicoticismo.

Por último, se identifican como limitaciones del estudio el tipo de muestreo y el reclutamiento online de los participantes que pueden inducir sesgos de selección, y la ausencia de comparación con un criterio de referencia, por lo que se recomienda que se lleven a cabo investigaciones con muestras aleatorizadas, y evaluar las propiedades psicométricas adicionales del instrumento.

En síntesis, el Inventario de Personalidad del DSM 5 versión breve tiene características psicométricas adecuadas tanto en su validez de contenido como en su consistencia interna, por lo que se propone como un instrumento útil para la medición de los rasgos de personalidad en docentes universitarios.

Referencias

Al-Attiyah, A. A., Megreya, A. M., Alrashidi, M., Dominguez-Lara, S. A., & Al-Sheerawi, A. (2017). The psychometric properties of an Arabic version of the Personality Inventory for DSM-5 (PID-5) across three Arabic-speaking Middle Eastern countries. International Journal of Culture and Mental Health, 10(2), 197-205. https://doi.org/10.1080/17542863.2017.1290125

Asociación Americana de Psiquiatría. (2005). Manual diagnóstico y estadístico de los trastornos mentales DSM-IV-TR. Masson.

Asociación Americana de Psiquiatría. (2013). DSM-5-TR Online Assessment Measures. https://www.psychiatry.org/psychiatrists/practice/dsm/educational-resources/assessment-measures

Asociación Americana de Psiquiatría. (2014). Manual diagnóstico y estadístico de los trastornos mentales DSM-5. (5.. ed.). Editorial Médica Panamericana.

Bach, B., Sellbom, M., & Simonsen, E. (2018). Personality Inventory for DSM-5 (PID-5) in Clinical Versus Nonclinical Individuals: Generalizability of Psychometric Features. Assessment, 25(7), 815-825. https://doi.org/10.1177/1073191117709070

Bastiaens, T., Claes, L., Smits, D., De Clercq, B., De Fruyt, F., Rossi, G., Vanwalleghem, D., Vermote, R., Lowyck, B., Claes, S., & De Hert, M. (2016). The Construct Validity of the Dutch Personality Inventory for DSM-5 Personality Disorders (PID-5) in a Clinical Sample. Assessment, 23(1), 42-51. https://doi.org/10.1177/1073191115575069

Berrío García, N., & Vieco Gómez, G. F. (2020). Revisión de la personalidad de los docentes con el modelo Big Five: estado del arte. En D. M. Bedoya Gallego (comp.), Perspectivas de investigación, innovación y desarrollo: Memorias I Seminario del Grupo de Investigación Clínica Psicológica Abordajes y Retos de Problemas Clínicos Contemporáneos, Volumen 2 (pp. 52-61). Uniminuto.

Berrío García, N., & Zedán-Salinas, K. P. (2023). Calidad psicométrica de un instrumento: breve revisión. Poiésis, (45), 95-110. https://doi.org/10.21501/16920945.4522

Busch, A. J., Morey, L. C., & Hopwood, C. J. (2017). Exploring the assessment of the DSM–5 alternative model for personality disorders with the personality assessment inventory. Journal of Personality Assessment, 99(2), 211-218. https://doi.org/10.1080/00223891.2016.1217872

Carretero-Dios, H., & Pérez, C. (2005). Normas para el desarrollo y revisión de estudios instrumentales. International Journal of Clinical and Health Psychology, 5(3), 521-551. https://www.redalyc.org/articulo.oa?id=33705307

Castillo-Sierra, D. M., González-Consuegra, R. V., & Olaya-Sánchez, A. (2018). Validez y confiabilidad del cuestionario Florida versión en español. Revista Colombiana de Cardiología, 25(2), 131-137. https://doi.org/10.1016/j.rccar.2017.12.018

Clark, L. A. (1999). Dimensional approaches to personality disorder assessment and diagnosis. En C. R. Cloninger (ed.), Personality and Psychopathology (pp. 219-244). American Psychiatric Press.

Combaluzier, S., Gouvernet, B., Menant, F., & Rezrazi, A. (2018). Validation d’une version française de la forme brève de l’inventaire des troubles de la personnalité pour le DSM-5 (PID-5 BF) de Krueger. L’Encéphale, 44(1), 9-13. https://doi.org/10.1016/j.encep.2016.07.006

Congreso de la República de Colombia. (2006, 6 de septiembre). Ley 1090 de 2006. http://www.secretariasenado.gov.co/senado/basedoc/ley_1090_2006.html

Costa, P. T., & McCrae, R. R. (2008). NEO PI-R. NEO PI-R. Inventario de Personalidad NEO Revisado. NEO-FFI, Inventario NEO Reducido de Cinco Factores. Manual. TEA-Hogrefe.

Costa, P. T., & Widiger, T. A. (eds.). (2009). Personalitydisorders and the five-factor model of personality. American Psychological Association.

Escobedo Portillo, M. T., Hernández Gómez, J. A., Estebané Ortega, V., & Martínez Moreno, G. (2016). Modelos de ecuaciones estructurales: Características, fases, construcción, aplicación y resultados. Ciencia & Trabajo, 18(55), 16-22. https://dx.doi.org/10.4067/S0718-24492016000100004

Escurra Mayaute, L. M. (1988). 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

Espinoza-Díaz, I. M., Tous-Pallarés, J., y Vigil-Colet, A. (2015). Efecto del Clima Psicosocial del Grupo y de la Personalidad en el Síndrome de Quemado en el Trabajo de los docentes. Anales de Psicología, 31(2), 651-657. https://doi.org/10.6018/analesps.31.2.174371

Ferrer, A., Londoño, N. H., Calvete, E., & Krueger, R. F. (2019). The Psychometric Properties of the Personality Inventory for the DSM-5 (PID-5) in a Colombian Clinic Sample. Universitas Psychologica, 18(1), 1-15. https://doi.org/10.11144/Javeriana.upsy18-1.ppoi

Fossati, A., Krueger, R. F., Markon, K. E., Borroni, S., & Maffei, C. (2013). Reliability and validity of the personality inventory for DSM-5 (PID-5): Predicting DSM-IV personality disorders and psychopathy in community-dwelling italian adults. Assessment, 20(6), 689-708. https://doi.org/10.1177/1073191113504984

Góngora, V. C., & Castro Solano, A. (2017). Pathological Personality Traits (DSM-5), Risk Factors, and Mental Health. Sage Open, 7(3). https://doi.org/10.1177/2158244017725129

Gutiérrez, F., Aluja, A., Peri, J. M., Calvo, N., Ferrer, M., Baillés, E., Gutiérrez-Zotes, J. A., Gárriz, M., Caseras, X., Markon, K. E., & Krueger, R. F. (2017). Psychometric properties of the spanish PID-5 in a clinical and a community sample. Assessment, 24(3), 326-336. https://doi.org/10.1177/1073191115606518

Hernández Sampieri, R. (2018). Ampliación y fundamentación de los métodos mixtos. En R. Hernández Sampieri, C. P. Mendoza Torres, & S. Méndez (aut.), Material complementario Metodología de la investigación: Las rutas de la investigación cuantitativa, cualitativa y mixta (pp. 1-64). McGraw-Hill.

IBM Corporation. (2017). IBM SPSS Statistics for Windows, Version 25.0. IBM Corp.

International Test Commission. (2014). Comisión Internacional de Tests 2014. El uso de los tests y otros instrumentos de evaluación en investigación. Consejo General de la Psicología España-International Test Commission. https://www.cop.es/pdf/ITC2015-Investigacion.pdf

Kajonius, P. J. (2017). The short personality inventory for DSM-5 and its conjoined structure with the common five-factor model. International Journal of Testing, 17(4), 372-384. https://doi.org/10.1080/15305058.2017.1309421

Keeley, J. W., Webb, C., Peterson, D., Roussin, L., & Flanagan, E. H. (2016). Development of a response inconsistency scale for the personality inventory for DSM–5. Journal of Personality Assessment, 98(4), 351-359. https://doi.org/10.1080/00223891.2016.1158719

Krueger, R. F., Derringer, J., Markon, K. E., Watson, D., & Skodol, A. E. (2012). Initial construction of a maladaptive personality trait model and inventory for DSM-5. Psychological Medicine, 42(9), 1879-1890. https://doi.org/10.1017/S0033291711002674

Laca Arocena, F. A., Mejía Ceballos, J. C., Yáñez Velasco, C. L., & Mayoral Sánchez, E. G. (2011). Factores afectivos y de personalidad como antecedentes del bienestar laboral en profesores españoles y mexicanos. Pensamiento Psicológico, 9(16), 11-26. http://www.scielo.org.co/scielo.php?script=sci_arttext&pid=S1657-89612011000100002

Lloret-Segura, S., Ferreres-Traver, A., Hernández-Baeza, A., & Tomás-Marco, I. (2014). El Análisis Factorial Exploratorio de los Ítems: Una guía práctica, revisada y actualizada. Anales de Psicología, 30(3), 1151-1169. https://doi.org/10.6018/analesps.30.3.199361

Lowmaster, S. E., Hartman, M. J., Zimmermann, J., Baldock, Z. C., & Kurtz, J. E. (2019). Further validation of the response inconsistency scale for the personality inventory for DSM-5. Journal of Personality Assessment, 102(6), 743-750. https://doi.org/10.1080/00223891.2019.1674320

Markon, K. E., Quilty, L. C., Bagby, R. M., & Krueger, R. F. (2013). The development and psychometric properties of an informant-report form of the personality inventory for DSM-5(PID-5). Assessment, 20(3), 370-383. https://doi.org/10.1177/1073191113486513

McCrae, R. R., & Costa, P. T. (1987). Validation of the Five-Factor Model of Personality Across Instruments and Observers. Journal of Personality and Social Psychology, 52(1), 81-90. https://doi.org/10.1037/0022-3514.52.1.81

McGartland Rubio, D., Berg-Weger, M., Tebb, S., Lee, S., & Rauch, S. (2003). Objectifying content validity: Conducting a content validity study in social work research. Social Work Research, 27(2), 94-104. https://doi.org/10.1093/swr/27.2.94

Merlyn-Sacoto, M.-F., Acurio-Velasco, C. V., Cabezas-Guerra, C. B., Orbe-Nájera, C. E., & Riera-Vásquez, W. L. (2018). Rasgos de personalidad que afectan el desempeño de los profesores de la PUCE matriz en las funciones de docencia e investigación. Estudios Pedagógicos (Valdivia), 44(1), 331-349. http://dx.doi.org/10.4067/S0718-07052018000100331

Ministerio de Salud de Colombia. (1993, 4 de octubre). Resolución 8430 de 1993. https://www.minsalud.gov.co/sites/rid/Lists/BibliotecaDigital/RIDE/DE/DIJ/RESOLUCION-8430-DE-1993.PDF

Moreno Jiménez, B., Arcenillas Fernández, M. V., Morante Benadero, M. E., & Garrosa Hernández, E. (2005). Burnout en profesores de primaria: personalidad y sintomatología. Revista de Psicología del Trabajo y de las Organizaciones, 21(1-2), 71-87. https://www.redalyc.org/articulo.oa?id=231317039005

Ortiz Parada, M. S., Castelvi Oyarce, M., Espinoza Cárdenas, L., Guerrero Cárdenas, R., Lienqueo Sepúlveda, P., Parra Garrido, R., & Villagra Leal, E. (2010). Tipos de personalidad y síndrome de burnout en educadoras de párvulos en Chile. Universitas Psychologica, 11(1), 229-239. https://doi.org/10.11144/Javeriana.upsy11-1.tpsb

Roskam, I., Galdiolo, S., Hansenne, M., Massoudi, K., Rossier, J., Gicquel, L., & Rolland, J. P. (2015). The Psychometric Properties of the French Version of the Personality Inventory for DSM-5. PloSone, 10(7), e0133413. https://doi.org/10.1371/journal.pone.0133413

RStudio Team. (2021). RStudio: Integrated Development for R. RStudio. http://www.rstudio.com/

Ruiz Morales, A. J., & Gómez Restrepo, C. (2015). Epidemiología Clínica. Investigación Clínica Aplicada (2.. ed.). Editorial Médica Panamericana.

Salas Vargas, A. A., Navarro Camacho, R., & Montero Rojas, E. (2017). Un modelo de ecuaciones estructurales para el estudio de factores que afectan la competencia lectora y la alfabetización matemática: Una aproximación bayesiana con datos de PISA 2009. Estadística Española, 59(194), 167-192. https://www.kerwa.ucr.ac.cr/bitstream/handle/10669/82695/art_194_32.pdf?sequence=1&isAllowed=y

Stover, J. B., Castro Solano, A., & Fernández Liporace, M. (2019). Dysfunctional personality traits: relationship with Five Factor Model, adaptation and symptomatology in a community sample from Buenos Aires. Research in Psychotherapy: Psychopathology, Process and Outcome, 22(2), 281-291. https://doi.org/10.4081/ripppo.2019.343

Trógolo, M. A., Montes, S. A., & Ledesma, R. D. (2023). Adaptación argentina del Personality Inventory for DSM-Brief Form (PID-5-BF): Un análisis ESEM. Revista Evaluar, 22(3), 20-34. https://doi.org/10.35670/1667-4545.v22.n3.39985

Viladrich, C., Angulo-Brunet, A., & Doval, E. (2017). Un viaje alrededor de alfa y omega para estimar la fiabilidad de consistencia interna. Anales de Psicología, 33(3), 755-782. https://doi.org/10.6018/analesps.33.3.268401

Zamanzadeh, V., Ghahramanian, A., Rassouli, M., Abbaszadeh, A., Alavi-Majd, H., & Nikanfar, A.-R. (2015). Design and Implementation Content Validity Study: Development of an instrument for measuring Patient-Centered Communication. Journal of Caring Sciences, 4(2), 165-178. https://doi.org/10.15171/jcs.2015.017

Zambrano-Cruz, R., Cuartas-Montoya, G. P., Meda-Lara, R. M., Palomera-Chávez, A., & Tamayo-Agudelo, W. (2018). Perception of risk as a mediator between personality and perception of health: Test of a model. Psychology Research and Behavior Management, 11, 417-423. https://doi.org/10.2147/PRBM.S165816

Zimmermann, J., Altenstein, D., Krieger, T., Grosse Holtforth, M., Pretsch, J., Alexopoulos, J., Spitzer, C., Benecke, C., Krueger, R. F., Markon, K. E., & Leising, D. (2014). The structure and correlates of self-reported DSM-5 maladaptive personality traits: findings from two German-speaking samples. Journal of Personality Disorders, 28(4), 518-540. https://doi.org/10.1521/pedi_2014_28_130