Introducción

La población adolescente constituye un grupo social altamente vulnerable ante las experiencias contradictorias y ambivalentes que se generan en el proceso de individuación y construcción de la identidad, lo que disminuye su capacidad para afrontar distintas problemáticas psicosociales como la ideación suicida, sintomatología depresiva e impulsividad, triada estrechamente relacionada entre sí (^{Auerbach, Stewart, & Johnson, 2017}; ^{Bi et al., 2017}; ^{Silva et al., 2017}; ^{Sarkisian, Van Hulle, & Goldsmith, 2018}); a lo que en ocasiones se suma la baja autoestima, resultado de la interacción dinámica de diversos acontecimientos históricos y del desarrollo, no como una condición interna, sino como una organización funcional que deriva de la interacción con otros (^{Sánchez, Villarreal, & Musitu, 2013}); dificultades en las relaciones familiares (Silva et al., 2017; ^{Estévez, Jiménez, & Moreno, 2018}); uso y abuso de sustancias psicoactivas, y conductas sexuales de riesgo, entre otros aspectos (^{Caballero, Suárez, & Bruges, 2015}; ^{Palacios, 2015}).

En México, 3.4% de adolescentes de entre 12 y 17 años presentan ideación suicida, en una proporción de 3-1 para mujeres y hombres, respectivamente (^{Borges et al., 2019}); la sintomatología depresiva registra una prevalencia en un rango entre 10% y 16%, siendo mayor en mujeres (^{González, Hermosillo, Vacio, Peralta, & Wagner, 2015}); el consumo de drogas ilegales en el último año fue de 3.1% (^{INPRFM, 2017a}); y, poco más de 70% utiliza condón en su primera relación, porcentaje que disminuye en relaciones subsecuentes (Encuesta Nacional de Salud y Nutrición [ENSANUT 2012], en ^{Gutiérrez et al., 2012}), lo que aumenta las posibilidades de un embarazo a esta edad. De manera particular, en el estado de Chiapas, en adolescentes con edad promedio de 18 años, se reportó que 7.3% presenta ideación suicida, 13.3% sintomatología depresiva y 5,5% impulsividad (^{García et al., 2018}); en escolares de 12 a 17 años, 1.2% consumió drogas ilegales en el último año (^{INPRFM, 2017b}), y en adolescentes de 18 años, 81% utilizó condón en su primera relación sexual (^{García, Ocaña, Hernández, & Cruz, s/a}). Como se aprecia, el consumo de drogas alcanza porcentajes menores en la entidad chiapaneca, en tanto que el porcentaje de casos con sintomatología depresiva, impulsividad o el uso de condones, es similar a lo reportado en el país. La ideación suicida presenta porcentajes mayores a la media nacional, probablemente por la edad de la muestra, pues de acuerdo con la OMS (2019) este comportamiento se presenta en mayor proporción en personas de 18 a 39 años (^{OPS, 2014}).

Tales problemáticas pueden afectar a los adolescentes en ámbitos como el académico y las relaciones psicosociales (^{Silva et al., 2017}; ^{Estévez et al., 2018}); o bien, mantenerse y perdurar aún en etapas posteriores de desarrollo. Su impacto en la pérdida de años de vida saludable, la elevada tasa de morbilidad que le acompaña y una fuerte demanda al sistema sanitario, es de suma relevancia para la salud pública (^{Berenzon et al., 2013}; ^{González-Forteza et al., 2011}); no obstante, su medición en grupos poblacionales de alto riesgo como la población adolescente, no siempre resulta factible ante la falta de pruebas de tamizaje para la detección oportuna de casos de riesgo.

Existen diversos instrumentos que evalúan variables como la sintomatología depresiva y la ideación suicida en muestra clínicas, por ejemplo, el Patient Health Questionnaire (^{Baader et al., 2012}) o el Cuestionario de Riesgo Suicida (^{Horowitz et al., 2012}), no así en población general; contexto en el que también es necesario poseer herramientas confiables, válidas y sensibles para la detección de casos con dichas problemáticas.

Para el estudio de la sintomatología depresiva, considerada una de las afectaciones psíquicas más frecuentes y la principal causa de discapacidad en la sociedad contemporánea (^{Tomitaka et al., 2018}), uno de los instrumentos más utilizados es la Escala de Depresión del Centro de Estudios Epidemiológicos [CES-D] (^{Radloff, 1977}), validada en investigaciones de reciente publicación (^{Baron, Davies, & Lund, 2017}; ^{Franco-Díaz, Fernández-Niño, & Astudillo-García, 2018}). Así, en su versión de 20 ítems, se aplicó a 518 adultos austriacos de 18 a 65 años y se obtuvo una estructura de cuatro factores: afecto positivo, afecto negativo, síntomas somáticos y dificultades interpersonales. Los autores señalan que el factor dificultades interpersonales arrojó bajos niveles de confiabilidad (^{Alexandrowicz, Jahn, & Wancata, 2018}); también se aplicó a 600 adultos indígenas de Estados Unidos (^{Gray, Brionez, Petros, & Gonzaga, 2018}) probándose su validez y confiabilidad; en su versión de 8 reactivos fue administrada en adultos de 13 países de Europa, detectando un mayor número de casos con síntomas depresivos que con la Escala Euro-D (^{Courtin, Knapp, Grundy, & Avendaño, 2015}); en su conformación de 10 reactivos se ha aplicado en población indígena estadounidense, adolescentes y jóvenes adultos, obteniéndose una solución de dos factores, no consistente con datos conseguidos en otros grupos indígenas, lo que indica, en este caso, la necesidad de considerar las características socioculturales de la muestra (^{Harry & Crea, 2018}); se utilizó también en un estudio realizado con 5,434 adolescentes chinos en el que la Escala presentó una estructura de un solo factor y se señaló que sus propiedades psicométricas son adecuadas para emplearla como instrumento de tamizaje (^{Yang et al., 2018}); y en minorías sexuales, jóvenes y adultos de diferentes países de Asia Pacífico, donde también se obtuvo una estructura de un solo factor, útil para comparar sintomatología depresiva entre minorías sexuales y no sexuales de esta región (^{Miedema, Haardörfer, & Yount, 2018}); en su versión de 16 reactivos se administró a adultos irlandeses, cuyos resultados indican que los reactivos siguen un mismo patrón de respuesta entre los sujetos (^{Tomitaka et al., 2018}).

En México, desde hace más de tres décadas se han realizado estudios para analizar las propiedades psicométricas de validez y confiabilidad del CES-D (^{Masten, Caldwell-Colbert, Alcalá, & Mijares, 1986}). Uno de los primeros trabajos que exploran su estructura factorial en adolescentes es el de ^{Mariño, Medina-Mora, Chaparro y González-Forteza (1993, citados por González-Forteza et al., 2011}), quienes reportan tres factores: afecto positivo, afecto negativo y síntomas somáticos. Trabajos más recientes señalan hallazgos similares con diferentes configuraciones. Así, ^{Aguilera, Carreño y Juárez (2004}), en un estudio realizado con una muestra de 310 escolares de zona rural, obtienen a partir del coeficiente alpha de Cronbach un índice de .76 y una estructura de 4 factores, aunque con distinta conformación de reactivos respecto del estudio de ^{Radloff (1977}). En el trabajo de ^{González-Forteza et al., (2011}), se aplicó a 57,403 estudiantes de nivel medio superior y superior de la ciudad de México, como parte de una cédula más amplia que recaba información sobre la salud física y mental, la familia y el entorno social de cada alumno. Los resultados indican alta consistencia interna (α= 0.83) y la identificación de cuatro factores: afecto deprimido, afecto positivo, somatización e interpersonal. En su versión de 7 reactivos un trabajo reciente es el de ^{Franco et al. (2018}), que muestra invarianza factorial en los diferentes grupos de análisis, por lo que se sugiere su uso en encuestas, estudios tempranos y poblacionales. Estas diferencias en los resultados de estudios de valoración de las propiedades psicométricas del CES-D obtenidos denotan la importancia de las características particulares de la cultura y de los grupos etarios.

Otra problemática psicosocial que afecta a la población adolescente es la ideación suicida, que hace referencia a cualquier comportamiento suicida no fatal, que incluye “ideas, planes, deseos y expectativas de cómo llevar a cabo el suicidio” (^{Osnaya, Pérez, & Castillo, 2012}, p. 288). La ideación suicida se asocia estrechamente al intento suicida, el cual presenta mayor riesgo de ocurrencia cuando existe un plan para ello (^{Sarkisian et al., 2019}). Respecto a los instrumentos utilizados en los estudios científicos para evaluar la ideación suicida se encuentra la Escala de Ideación Suicida de Roberts (EIS) (^{Pineda-Roa, Martínez, Corredor, Herazo, & Campo-Arias, 2018}; ^{Rosales-Pérez, Córdova-Osnaya, & Cortés-Granados, 2015}), que contiene un formato breve de 4 preguntas, mediante el que se explora el grado de intensidad de las ideas y planes suicidas de un individuo. El análisis de sus propiedades psicométricas realizado por ^{Cubillas, Román, Valdez y Galaviz (2012}) arrojó una estructura de un solo factor y una consistencia interna de 0.78.

Estrechamente asociada a la ideación suicida, se encuentra la impulsividad, concepto que se manifiesta por falta de control en las reacciones o pensamientos inmediatos, que puede llevar a las personas a experimentar situaciones emocionalmente dolorosas, vergüenza o rechazo interpersonal. Uno de los instrumentos que evalúan este constructo es la Escala de Impulsividad (EI) de ^{Climent et al., (1989}), integrada en la Drug Risk Scale, adaptada por ^{González-Forteza, Andrade y Jiménez (1997b}), en un estudio aplicado a 423 adolescente de la ciudad de México, en el que se reportó una estructura de un solo factor y una consistencia interna de .75. Ambas Escalas han sido utilizadas en México, en estudios que exploran su relación a otras variables psicosociales (^{González-Forteza, Ramos, Caballero, & Wagner, 2003; González-Forteza et al., 2015}; ^{García et al., 2018}).

Existen diversos instrumentos que exploran correlatos psicológicos asociados a la ideación suicida, depresión e impulsividad en adolescentes como la Escala de Relación con el padre y con la madre [RELPA, RELMA], que evalúan el afecto, la comunicación y supervisión parental, diseñados por ^{Climent et al. (1989}) y validados por ^{González-Forteza et al. (1999}), a través de un estudio realizado con 816 estudiantes de 13 a 18 años, obteniendo un elevado nivel de confiabilidad (α= 0.90) y una estructura idéntica de tres factores; en el trabajo de ^{Unikel y Gómez-Peresmitré (2004}), la validación de ambos instrumentos, confirma igualmente una estructura de tres factores, con elevados niveles de confiabilidad (α= 0.87 a 0.94). Esta Escala ha sido utilizada para evaluar programas de prevención de riesgo suicida, junto con otras que miden variables como la depresión, ansiedad e ideación suicida (^{Córdova, Cubillas, & Román, 2011}). La Escala de Autoestima de Rosenberg (EAR), ampliamente utilizada en el ámbito internacional, como variable de análisis en programas de intervención (^{Díaz, Pérez, Sánchez, Moriana, & Sánchez, 2018}); en estudios realizados con población adolescente española se ha advertido que la EAR posibilita una evaluación global de la autoestima, con correlación moderada respecto de la ansiedad social, habilidades sociales y el pesimismo defensivo, y el análisis de regresión indicó que el comportamiento agresivo predice una autoestima baja (^{Caballo & Salazar, 2018}; ^{Estévez et al., 2018}; ^{Ferradás, Freire, Regueiro, & Valle, 2018}). En un estudio en población bosnia femenina (^{Bratovcic, Mikic, Kostovski, Teskeredzic, & Tanovic, 2015}), la EAR mostró una estrecha correlación con la autopercepción; en población chilena (^{Silva et al., 2017}) relacionó con sujetos con ideación suicida. En México, específicamente en Chiapas, el trabajo de ^{Guitart, Rivas y Pérez (2011}), que analizó la relación entre identidad étnica y autoestima en 517 estudiantes universitarios, confirmó la estructura unifactorial de la Escala y una consistencia interna satisfactoria. Ha sido validada en diversos estudios, siendo uno de los más reconocidos el de ^{Alessandri, Vecchione, Eisenberg y Laguna (2015}), quienes corroboran la estructura robusta de dos factores de la Escala.

La falta de datos normativos actualizados en población adolescente de México de estos instrumentos de evaluación imposibilita su uso en estudios tanto de detección como de prevención de las problemáticas psicosociales con las que se relacionan. Dada entonces la necesidad de probar su ajuste en la población en que se emplea, considerando los diversos sistemas sociales y culturales (^{Casullo, 2009}), a partir del análisis de sus propiedades psicométricas, en el presente trabajo, se explora la validez y estructura factorial de las escalas de Ideación Suicida de Roberts, de Depresión de Centro de Estudios Epidemiológicos [CES-D], de Autoestima de Rosenberg, de Impulsividad, de Relación con Papá y Relación con Mamá de Climent et al. en adolescentes del estado de Chiapas en México.

Método

El presente estudio tiene un diseño no experimental, de tipo transversal ex-post facto; mediante un muestreo no probabilístico, por conveniencia, se recolectó una muestra desde el 2011 hasta el 2015 de 4,759 adolescentes de tercer año de bachillerato, del estado de Chiapas, entidad ubicada en el sureste de México. En este lugar se presenta un alto grado de marginación y rezago social, ya que de acuerdo con la ^{Secretaría de Desarrollo Social -SEDESOL- (2018}), 77.08 % de su población es pobre y 28.08% vive en pobreza extrema; ocupa el primer lugar en rezago educativo¹ (29.0% de su población); además, 81.1% carece de seguridad social, 52.3% de servicios básicos de vivienda y 15% no tiene acceso a servicios de salud, condiciones que se exacerban en comunidades indígenas (^{Villafuerte-Solís, 2015}). El trabajo se realizó en escuelas de la ciudad de Tuxtla Gutiérrez, capital del estado que acoge las sedes del gobierno estatal, congreso y servicios comerciales, así como en distintas localidades de la entidad que se dedican a actividades agrícolas y de servicios.

La distribución por sexo de los participantes fue de 3,275 mujeres (68.8%) y 1,484 hombres (31.2%), con un promedio de edad de 18.4 años y una desviación estándar de 1.67 años; de los cuales, 93.3% procede de centros escolares públicos y 6.7% privados, la mitad de ellos (50.5%) de Tuxtla Gutiérrez, capital del estado, y el resto de diferentes localidades del interior del mismo; 14.7% trabajaba al momento de la recolección de información y 85.3% no.

Resultados

Escala de Ideación Suicida

El valor alpha de Cronbach para la EIS de 4 ítems fue de .776. La prueba de esfericidad de Bartlett sobre la Escala dio como resultado un p≤ .000, por lo que el análisis factorial es válido. Los 4 ítems integran un solo factor denominado ideación suicida, el cual explica el 60.99% de la varianza (Tabla 1). El valor de referencia de la Escala general, redondeado a valores enteros, es de un punto (M= .16 + una D.E.= .79). Al distinguir por sexo, el punto de corte es de 1, tanto para hombres (M= 0.14 + una D.E.= 0.61), como para mujeres (M= 0.17 + una D.E.= 0.87). La prueba de grupos contrastados no se realizó pues el primer y tercer cuartil coinciden en 0 puntos.

Tabla 1 Índice de confiabilidad y análisis factorial de la Escala de Ideación Suicida 

Factorización de ejes principales. No hay solución rotada

Escala de Depresión del Centro de Estudios Epidemiológicos

La confiabilidad para la Escala general fue de .747. Al calcular el alpha de Cronbach en la modalidad “si el reactivo fuera removido” se comprobó que no hay evidencia numérica para eliminar alguno de ellos, por lo que se trabajó con los 20 ítems en su totalidad. La prueba de esfericidad de Bartlett sobre los 20 ítems (p≤.000) confirmó la validez del análisis factorial, el cual sugirió una estructura de 4 factores, con autovalores superiores a 1, que explican el 51.63% de la varianza. El primero de ellos denominado Afecto deprimido, el segundo Somatización, el tercero Afecto Positivo y el cuarto Relaciones interpersonales. El ítem 10: Tenía miedo, presentó saturaciones semejantes tanto para el factor uno como para el factor dos; sin embargo, se asoció al factor dos en virtud de que presenta mayor correspondencia de constructo con los ítems que conforman tal factor. Todos los factores, con excepción del 4, presentaron valores de confiabilidad moderados o altos (Tabla 2). La prueba de grupos contrastados mediante la comparación de promedios de Mann-Whitney, indica diferencias estadísticamente significativas entre los cuartiles (z= -41.64, p≤ .000). El punto de corte es de 16 puntos (M= 10.26 + una D.E.= 5.85). Por sexo, el punto de corte para ambos coincide en 16 puntos; sin embargo, los puntajes para los hombres (M= 10.2 + una D.E.= 5.45) son, en promedio, más bajos y homogéneos que los puntajes de las mujeres (M= 10.29 + una D.E.= 6.02).

Tabla 2 Índices de confiabilidad y análisis factorial de la Escala CES-D 

Solución rotada: Método Varimax

Escala de Impulsividad

El valor de alpha de Cronbach para la EI de 5 ítems fue de .653. La prueba de esfericidad de Bartlett sobre la Escala dio como resultado un p≤.000, por lo que el análisis factorial es pertinente. Los 5 ítems integran un solo factor denominado Impulsividad, el cual explica el 42.99% de la varianza (Tabla 3). El valor de referencia de la Escala general, redondeando a valores enteros, es de 11 puntos (M= 8.21 + una D.E.= 2.40). Al distinguir por sexo, el punto de corte para los hombres es de 11 puntos (M= 8.68 + una D.E.= 2.6), mientras que para las mujeres es de 10 puntos (M= 8 + una D.E.= 2.27). La comparación de promedios de Mann-Whitney fue significativa (z= -44.23, p≤.000), lo que confirmó que la Escala tiene la capacidad para cribar entre puntajes altos y bajos.

Tabla 3 Índice de confiabilidad y análisis factorial de la Escala de Impulsividad 

Factorización de ejes principales. No hay solución rotada

Escala de Autoestima de Rosenberg

El análisis de confiabilidad interna de la EAR tuvo un valor de α=.798. Al obtener el alpha de Cronbach en la modalidad: “si el reactivo fuera removido” se determinó no eliminar a alguno de los ítems. Una vez que se comprobó que la prueba de esfericidad de Bartlett arrojó un resultado significativo (p≤.000), se realizó el análisis por factorización de ejes principales y rotación Varimax. Los resultados de este análisis evidenciaron dos factores que en conjunto explican el 62.19% de la varianza. El primero de ellos quedó integrado por los 5 ítems en sentido directo (valoración global positiva o de aceptación), mientras que el segundo factor quedó conformado por los 5 ítems inversos (valoración global negativa o de rechazo), coincidente con la estructura obtenida por ^{Alessandri et al. (2015}).

Los ítems 5 y 8 presentan saturaciones bajas en el segundo factor (<.300), sin embargo, la saturación de los mismos ítems en el factor uno es aún inferior. Por tanto, con el propósito de no perder la posibilidad de comparar resultados con los obtenidos en otros trabajos que utilicen el mismo instrumento, los ítems no fueron eliminados. El coeficiente alpha de Cronbach calculado para cada uno de los factores confirmó la consistencia interna de ambos (Tabla 4).

Tabla 4 Índices de confiabilidad y análisis factorial de la Escala de Autoestima de Rosenberg 

Solución rotada: Método Varimax

La comparación de promedios de Mann-Whitney fue significativa (z= -44.23, p≤.000), lo que confirmó la capacidad del instrumento para diferenciar los puntajes mayores y menores. El punto de corte de la EAR en general es de 35 puntos (M= 28.95 + una D.E.= 4.02). Al diferenciar por sexo, se encontró que el punto de corte para los hombres es de 34 puntos (M= 27.51 + una D.E.= 6.4) y de 35 puntos para mujeres (M= 28.96 + una D.E.= 6.36).

Escalas de Relación con Papá

El valor del coeficiente alpha de Cronbach para la Escala general fue de .941. Al evaluar este coeficiente en la modalidad “si se elimina el elemento”, no se encontró evidencia para eliminar alguno de los 15 ítems, por lo que se trabajó con la totalidad de ellos. La prueba de esfericidad de Bartlett resultó significativa (p≤.000). El análisis factorial sugiere la conformación de 3 factores que, en conjunto, explican el 71.32% de la varianza. La saturación de los ítems en la solución rotada permitió identificar los factores: Afecto, Comunicación y Supervisión, los cuales coinciden con la estructura encontrada en otros estudios realizados con población de contextos semejantes a éste (Tabla 5). La comparación de promedios de Mann-Whitney al evaluar los grupos extremos fue significativa (z= -42.153, p≤.000). El punto de corte fue de 54 puntos (M= 42.07 + una D.E.= 11.40). Por sexo, los puntajes de referencia fueron de 52 puntos para hombres (M= 41.02 + una D.E.= 11.2) y de 54 puntos para mujeres (M= 42.54 + una D.E.= 11.47).

Tabla 5 Índices de confiabilidad y análisis factorial de la Escala Relación con Papá 

Solución rotada: Método Varimax

Escalas de Relación con Mamá

El valor del coeficiente alpha para la Escala general fue de .905. En la modalidad “si se elimina el elemento”, no se encontró evidencia para eliminar alguno de los 15 ítems, por lo que se trabajó con la totalidad de ellos. La prueba de esfericidad de Bartlett resultó significativa (p≤.000), por lo que se procedió a realizar el análisis factorial. Los resultados de este análisis sugirieron, al igual que con la escala de RELPA, la conformación de 3 factores que explican el 64.16% de la varianza, aunque bajo un arreglo distinto (Tabla 6).

Tabla 6 Índices de confiabilidad y análisis factorial de la Escala Relación con Mamá 

Solución rotada: Método Varimax

La confiabilidad de los factores es moderada para el segundo factor y alta para el primero y el tercero. Al estar conformado únicamente con dos ítems, se sugiere utilizar el tercer factor exclusivamente como un indicador. La comparación de promedios de Mann-Whitney al evaluar los grupos extremos fue significativa (z= -43.000, p≤.000), lo que valida la capacidad de la Escala para diferenciar entre puntajes bajos y altos. El punto de corte fue de 57 puntos (M= 50.25 + una D.E.= 8.23). Por sexo, los puntajes de referencia fueron de 57 puntos para hombres (M= 48.12 + una D.E.= 8.25) y de 59 puntos para las mujeres (M= 51.22 + una D.E.= 8.04). En todos los casos, los puntajes son más altos respecto a los de la Escala de Relación con Papá.

Discusión y conclusiones

Las Escalas aplicadas (de Ideación Suicida de Roberts, de Depresión del Centro de Estudios Epidemiológicos de Radloff, de Autoestima de Rosenberg, y de Impulsividad, Relación con Papá y Relación con Mamá, las tres de Climent, Aragón y Plutchick) mostraron niveles satisfactorios (α≥.740) o muy satisfactorios (α≥ .900) de confiabilidad a través del coeficiente alpha de Cronbach, excepto la EI que obtuvo un α=.653. Las pruebas de esfericidad de Bartlett, con valores de p menores a .05 para todas las Escalas, indicaron la factibilidad del análisis factorial. Los análisis factoriales exploratorios realizados mostraron arreglos de ítems semejantes, más no iguales a los reportados en otros estudios en los que se han aplicado estas escalas, confirmando la validez de los constructos teóricos en los que se basó su diseño.

El análisis factorial de la EIS, obtiene un solo factor, en el cual la carga de cada ítem es consistente, por lo que se confirma su utilidad como instrumento de tamizaje. La EI obtiene igualmente un solo factor que integra los cinco reactivos, corroborándose su validez de constructo.

El análisis factorial de la Escala CES-D, sugiere una estructura de cuatro factores: Afecto deprimido, Somatización, Afecto positivo y Relaciones interpersonales, bastante similar a la configuración reportada por ^{Radloff (1977}), excepto por los reactivos: Pensé que mi vida era un fracaso, el cual se dispone en el factor Relaciones interpersonales, no en el de Afecto deprimido en el que estaba originalmente; y Sentía que la gente era poco amigable, se ubica en el factor Somatización, mientras que en el trabajo de Radloff, se sitúa en el de Relaciones Interpersonales. También resulta similar a la estructura factorial obtenida por ^{González-Forteza et al. (2011}), excepto por los reactivos: Pensé que mi vida era un fracaso y No podía seguir adelante, que se ubican en el factor de Relaciones interpersonales, mientras que en el de ^{González-Forteza et al. (2011}) se sitúa en el de Afecto deprimido; y, el reactivo: Sentí que todo lo que hacía me costó mucho trabajo ubicado en el de Somatización y que en el estudio de ^{González-Forteza et al., (2011}) correspondía al factor Afecto positivo. Al respecto, ^{Tatar, Kayiran, Saltukoglu, Zeybek-Ozkut y Emeksiz (2013}), explican que la Escala no tiene una estructura de factores generalizada y estos reactivos se intercambian en las subescalas de afecto deprimido, somatización o relaciones interpersonales; lo que a su vez refiere la compleja y cambiante dinámica evolutiva del constructo (^{Villalobos & Ortiz, 2012}).

En la EI, el reactivo Te desesperas fácilmente con la gente obtiene un bajo peso factorial, por lo que debe tenerse reservas de su uso para evaluar el constructo; asimismo, decrementa el nivel de confiabilidad de la prueba. Ello es similar al resultado obtenido por ^{González-Forteza et al. (1997b}) en el cual este reactivo obtiene también el menor peso factorial. La falta de otros estudios limita un análisis más profundo de este aspecto.

En la EAR, se integran dos factores, los pesos factoriales de los ítems positivos constituyen el primero de ellos, denominado como de auto mejoramiento (valoración positiva) y, el segundo, llamado de auto derogación (valoración negativa) (^{Góngora & Casullo, 2009}). El bajo peso factorial de dos de los reactivos: Siento que no tengo mucho de qué presumir de mí; y: Desearía poder tener más respeto por mí mismo, coincidente con lo referido en el trabajo de ^{Schmitt y Allik (2005}), hace necesario considerar su pertinencia dada la poca evidencia de su correspondencia con el constructo que se desea medir. En el estudio de ^{Guitart et al. (2011}), llevado a cabo con jóvenes universitarios de Chiapas, estos mismos reactivos alcanzan los puntajes de media más bajos, por lo que en ese como en este trabajo debe considerarse su conveniencia para su incorporación al constructo, en correspondencia con los valores y cultura de los participantes (^{Villalobos & Ortiz, 2012}).

Por su parte, en la escala RELPA, se obtiene una estructura de tres factores: Afecto, Comunicación y Supervisión, coincidente con lo referido por ^{González-Forteza et al. (1999}), incluso en la configuración de los reactivos, excepto por el de: Realiza alguna actividad agradable contigo, situado en el factor Comunicación y no en el de Afecto. Estos tres factores sugieren que la relación con los padres tiene un componente afectivo que se manifiesta en la atención percibida por los jóvenes, una valoración del canal de comunicación que se establece en la relación padre-hijo(a) y el control parental que regula dicha relación. En el presente estudio la Escala RELMA, presenta una configuración distinta de reactivos, respecto al trabajo de ^{González-Forteza et al. (1999}), se agregan al factor de Afecto, los reactivos: ¿Habla contigo de tu vida (planea, amigos(as), juegos, etc.?; ¿Habla contigo de tus problemas?; y el de: ¿Le gusta hablar contigo sobre las cosas que haces?, del factor Comunicación; mientras que en este mismo factor, se incluye el reactivo: ¿Te obliga siempre a llegar a casa a la hora fijada?, del factor Supervisión. La carga factorial de los ítems indica que los factores de Afecto y Comunicación se asocian en un único factor conformado por los reactivos que miden ambas situaciones de la relación madre-hijo(a). El segundo factor, Comunicación, agrupa ítems vinculados con la vida sexual de los jóvenes, mientras que el tercer factor, al igual que en los padres, agrupa un par de reactivos asociados con la supervisión.

La composición de los reactivos que conforman la estructura factorial de la Escala CES-D y las Escalas RELPA y RELMA es distinta respecto de otros estudios, debido probablemente a las diferencias culturales y evolutivas en la expresión de la sintomatología depresiva (^{Heo, Choi, Yu, & Nam, 2018}; ^{McCabe, Vermeesch, Hall, Peragallo, & Mitrani, 2011}; ^{Villalobos, & Ortiz, 2012}), así como por la relación más íntima que el adolescente establece con la madre en familias tradicionales como las del estado de Chiapas (^{Gutiérrez Narváez, 2014}), en las que se constituyen como núcleo integrador de las relaciones sociales e interpersonales que median la comunicación y afecto, y del padre como puntal del orden y la vida en sociedad.

La capacidad de cada instrumento analizado en el presente estudio para identificar puntajes altos y bajos, obtenida mediante la comparación de promedios para casos extremos, mostró diferencias estadísticamente significativas entre los grupos que definen los cuartiles 1 y 3 de todos los instrumentos, excepto para la EIS, pues el primero y tercer cuartil coinciden en 0 puntos. Ello indica su utilidad como instrumentos de tamizaje de fácil aplicación para distinguir significativamente entre los grupos de mayores y menores puntajes en cada Escala.

Los puntos de corte (PC) referidos para cada instrumento son los siguientes: Para la Escala CES-D, es de 16, mayor en mujeres (16) que en hombres (15); similar al obtenido por ^{Veytia, González, Andrade y Oudhof (2012}) y mayor al de ^{González-Forteza et al. (2011}), en una muestra con edad promedio de 17 años (PC= 10), lo que abona al argumento de que la sintomatología depresiva aumenta con la edad (^{Villalobos & Ortiz, 2012}); en la EIS, el PC= 1, tanto en hombres como en mujeres, es igual a lo señalado en el estudio de ^{González-Forteza et al. (2003}); en la EI el PC= 11, mayor en hombres (11) que en mujeres (10), similar a lo referido por ^{González-Forteza et al. (1997a}); en la EAR, el PC= 35, mayor en mujeres (35) que en hombres (34); en la escala RELPA, el PC= 54, mayor en mujeres (54) que en hombres (52), mientras que para la escala RELMA, el PC= 57, mayor en mujeres (59), que en hombres (57).

Los resultados confirman la alta confiabilidad (excepto para la EI) y validez de constructo de las distintas Escalas de evaluación de aspectos psicosociales estudiadas en el presente estudio, lo que corrobora las adecuadas propiedades psicométricas de los instrumentos para su uso en adolescentes de México, hombres y mujeres de 18 años; no obstante, debe tomarse con reserva la incorporación de dos de los reactivos de la EAR, ya que presentan un bajo peso factorial, lo mismo que uno de los reactivos de la EI. Con estas consideraciones, su formato y breve extensión permite su rápida aplicación en grupos de adolescentes de contextos afines, y la detección oportuna de casos de riesgo en términos de su presencia y severidad.

En virtud de que el presente estudio se llevó a cabo con adolescentes escolarizados, cuyas problemáticas pueden ser más específicas, sería de sumo interés profundizar en la indagación de las propiedades de los instrumentos evaluados en adolescentes no escolarizados y en sujetos de otros grupos de edad, para probar si existen o no diferencias entre distintos grupos etarios; además, deberán continuarse estudios con diseños más robustos que corroboren los resultados obtenidos y probar la funcionalidad de los instrumentos, en el conocimiento de que los resultados pueden variar en relación con la cultura y escolaridad de los sujetos.