CONSTRUCCIÓN Y VALIDACIÓN DE UNA
ESCALA DE EVALUACIÓN DE VIOLENCIA
AUTOINFLINGIDA EN ESTUDIANTES DE UN
COLEGIO PÚBLICO, JULIACA
2023 – EVAA
CONSTRUCCTION AND VALIDATION OF A SCALE FOR
EVALUATING SELF-INFLICTED VIOLENCE IN STUDENTS
OF A PUBLIC SCHOOL, JULIACA 2023 – EVAA
Williams Brandon Huanca Vilca
Investigador independiente, Perú
Mery Giselle Ramos Santander
Investigador independiente, Perú
Jorge Antonio Calderon Apaza
Investigador independiente, Perú
Patricia del Pilar Mendoza Quisocala
Investigador independiente, Perú
Kristhel Stephany Velásquez Luna
Investigador independiente, Perú
pág. 4566
DOI: https://doi.org/10.37811/cl_rcm.v8i4.12679
Construcción y Validación de una Escala de Evaluación de Violencia
Autoinflingida en Estudiantes de un Colegio Público, Juliaca
2023 – EVAA
Williams Brandon Huanca Vilca
1
williams.b.huanca@gmail.com
https://orcid.org/0009-0001-9858-271X
Investigador Independiente
Perú
Mery Giselle Ramos Santander
mery.ramos246@gmail.com
https://orcid.org/0000-0002-3847-0554
Investigador Independiente
Perú
Jorge Antonio Calderon Apaza
jorge.calderon@upeu.edu.pe
https://orcid.org/0009-0005-9615-004X
Investigador Independiente
Perú
Patricia del Pilar Mendoza Quisocala
patricia.mendoza@upeu.edu.pe
https://orcid.org/0009-0009-6278-7527
Investigador Independiente
Perú
Kristhel Stephany Velásquez Luna
kristhelv55@gmail.com
https://orcid.org/0009-0000-1728-321X
Investigador Independiente
Perú
RESUMEN
El objetivo de la presente investigación fue construir y validar las propiedades psicométricas de un
instrumento que evalúa la violencia autoinfligida en adolescentes. Para esto, se realizó la revisión
teórica para definir el constructo base, se elaboró la Escala de Violencia Autoinflingida en Adolescentes,
con 40 ítems distribuidos en 6 factores; 1, Influencia interpersonal (9 ítems); 2, Autocastigo (12 ítems);
3, Antisuicidio (5 ítems); 4, Sexual (1 ítem); 5, Regulación de afecto (5 ítems); y 6, Disociación (8
ítems); optando por un tipo de respuesta Likert de cinco opciones de respuesta. Fue administrado a 473
adolescentes escolares de un colegio público de la ciudad de Juliaca. Para evaluar la validez de
contenido, el instrumento fue sometido al criterio de 6 jueces expertos, cuyos resultados fueron
procesados mediante el coeficiente V de Aiken, con intérvalos de confianza al 99% y un valor Z=2.58,
con un criterio liberal. Para evaluar la validez de constructo, se hizo mediante el Análisis Factorial
Exploratorio, utilizando el método de máxima verosimilitud con rotación oblimin; luego, se procedió
con el Análisis Factorial Confirmatorio y el ajuste respectivo para obtener medidas de ajuste dentro del
rango aceptable. Finalmente, se obtuvo la confiabilidad por consistencia interna mediante los
coeficientes alfa y omega. Los resultados indican que el instrumento obtuvo un V de
Aiken=0.975[IC99% 0.696]; además de un valor de Esfericidad de Barlett de p<0.001, KMO=0.975,
varianza analizada de 62.5%, CFI=0.979; TLI=0.972; SRMR=0.0272; RMSEA=0.0557; por último, se
adquirieron resultados de confiabilidad α=0.951 [IC 95% 0.947-0.955] y ω=0.954 [IC 95% 0.948-
0.960]
Palabras clave: violencia autoinflingida, autolesión, conducta autolesiva, confiabilidad, validez
1
Autor principal.
Correspondencia: williams.b.huanca@gmail.com
pág. 4567
Construcction and Validation of a Scale for Evaluating Self-Inflicted
Violence in Students of a PUBLIC SCHOOL, Juliaca 2023 – EVAA
ABSTRACT
The aim of this research was to build and validate the psychometric properties of an instrument that
assesses self-inflicted violence in adolescents. For this, the theoretical review was carried out to define
the base construct, the Scale of Self-inflicted Violence in Adolescents was elaborated, with 40 items
distributed in 6 factors; 1, Interpersonal influence (9 items); 2, Self-punishment (12 items); 3,
Antisuicide (5 items); 4, Sexual (1 item); 5, Regulation of affect (5 items); and 6, Dissociation (8 items);
opting for a Likert response type of five response options. It was administered to 473 school adolescents
from a public school in the city of Juliaca. To assess content validity, the instrument was subjected to
the criteria of 6 expert judges, whose results were processed using Aiken's V coefficient, with 99%
confidence intervals and a Z value=2.58, with a liberal criterion. To evaluate the construct validity, it
was done through Exploratory Factor Analysis, using the method of maximum likelihood with oblimin
rotation; then, the Confirmatory Factor Analysis and the respective adjustment were carried out to
obtain adjustment measures within the acceptable range. Finally, the reliability by internal consistency
was obtained through the alpha and omega coefficients. The results indicate that the instrument obtained
Aiken's V=0.975[IC99% 0.696]; in addition to a Barlett's Sphericity value of p<0.001, KMO=0.975,
analyzed variance of 62.5%, CFI=0.979; TLI=0.972; SRMR=0.0272; RMSEA=0.0557; Finally,
reliability results α=0.951 [95% CI 0.947-0.955] and ω=0.954 [95% CI 0.948-0.960] were acquired.
Keywords: self-inflicted violence, self-injury, self-injurious behavior, reliability, validity
Artículo recibido 09 julio 2024
Aceptado para publicación: 10 agosto 2024
pág. 4568
INTRODUCCIÓN
En la actualidad, la violencia se considera un problema social que pone en peligro el desarrollo
socioemocional de miles de adolescentes. Esto significa que tiene un alto potencial para conducir a
intentos de suicidio o suicidios consumados, y el comportamiento autolesivo en particular a menudo
representa una indicación temprana de problemas de salud mental (Sánchez et al., 2021). La
adolescencia transcurre entre la niñez y la edad adulta e implica cambios fisiológicos, emocionales y
psicológicos conocidos como pubertad, que incluye cambios orgánicos. (Güemes et al., 2017). Para
conocer sobre adolescencia nos dirigimos a teóricos como Bandura y Walters (1974), quienes indican
que se suele caracterizar a los adolescentes como personas que atraviesan un periodo tumultuoso y tenso
y que luchan por liberarse de sus padres, es por ello que, se les retrata luchando por la independencia,
resistiéndose a depender de los adultos y alineándose con grupos de iguales a los que siguen
compulsivamente, lo que da lugar a un conflicto de "brecha generacional". Durante la adolescencia se
redefine al individuo y la identidad social de la persona desde el punto de vista de las diferencias, lo
que permite el proceso de análisis, identificación de situaciones familiares y la búsqueda de identidad,
pertenencia y propósito de vida (Krauskopf, 1994). Puede concluirse, que el desarrollo adolescente es
un proceso de cambios y transformaciones, que permite un crecimiento personal y progresivo en una
interacción con los entes sociales del entorno (Krauskopf, 1995).
La violencia es ahora considerada un flagelo social que amenaza, pone en peligro y afecta el desarrollo
socioemocional de millones de jóvenes. En este sentido, el Fondo de las Naciones Unidas para la
Infancia ([UNICEF], 2020) cree que la violencia en todas sus formas es una amenaza perjudicial para
el desarrollo general y continúa manifestándose en las comunidades locales. Una forma de abuso que
ocurre a menudo en la adolescencia es el auto infligido, “La violencia autoinfligida se produce cuando
una persona ejerce violencia y puede ser catalogada como conducta suicida o autolesión” (Castañeda &
Segura, 2020).
La violencia autoinfligida puede definirse como el daño intencional ejecutado contra uno mismo sin
intención letal diferente a otros comportamientos autoinfligidos como tatuajes profesiones o
perforaciones corporales, tales afecciones consisten en acciones como cortar, quemar y golpearse en
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manos, piernas, antebrazos y abdomen (Rivera et al., 2016; Organización Mundial de la Salud [OMS],
2019; Nock, 2010; Fleta, 2017).
Los constructos estudiados en la literatura tienen varios nombres, que incluyen autolesión,
comportamiento autodestructivo y otros. En este estudio, estos términos se usan indistintamente porque
se refieren al mismo fenómeno de interés.
La conducta autolesiva suele comenzar en la adolescencia, siendo un período de alta reactividad
emocional más frecuente en mujeres, quienes optan por cortarse a diferencia de los varones quienes
suelen quemarse o golpearse a sí mismos, y suele ser cautelosa con los adultos para evitar ser detectada.
(Agüero et al., 2018; Suárez et al., 2016; Cañón-Buitrago et al., 2021)
Ziaei et al., (2017) indicaron que la conducta suicida adolescente puede estar motivada por varios
factores, los cuales se pueden dividir en dos categorías: problemas psicológicos (soledad, ansiedad,
desesperanza) y factores ambientales sociales, como la ausencia de los padres o compañeros, apoyo,
uso de drogas, abuso de alcohol, tabaquismo y acoso o abuso sexual.
Entre las características de los adolescentes que presentan conducta autolesiva se encuentran la
sintomatología depresiva presente, la impulsividad acorde al estado emocional actual, falta de capacidad
para resolver problemas y regular sus emociones, además de sentimiento de desesperanza, el cual
también se relaciona con la ideación y el comportamiento suicida (Prinstein et al., 2010; Simeon &
Hollander, 2001; Herpertz, 1995; Linehan, 1993; Sadowsky & Kelly, 1993; Hawton et al., 1982;
Garrison et al., 1991). Por otro lado, en un estudio realizado por Hollis (1996), se ha visto que el 50%
de los adolescentes que se lesionan viven sólo con uno de sus padres.
Por otra parte, la American Association for Marriage and Family Therapy (AAMFT, s.f.), menciona que
entre los motivos que los adolescentes que presentan conducta autolesiva están:
Sentirse emocionalmente desconectados o invalidados por sus padres; querer ‘encajar’
dentro de un grupo de pares que alienta y recompensa el comportamiento de autolesión;
sentirse emocionalmente muertos por dentro o sentirse invisibles a los ojos de sus padres
así pues la autolesión les hace sentir vivos por dentro y les ayuda a confirmar su existencia
en la realidad; para las chicas, la autolesión puede ser usada como una estrategia de
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afrontamiento con padres demasiado exigentes, especialmente en situaciones donde el
padre es la voz dominante cuando se trata de disciplina y toma de decisiones.
Según un metaanálisis reciente de 20 estudios cualitativos de autolesiones desde la perspectiva de los
adolescentes, los adolescentes se autolesionan para obtener esa libertad y manejar emociones difíciles,
pero también para expresar sentimientos inaceptables para los demás. (Stänicke et al., 2018)
Por otro lado, Perez y Castro (2011), como se citó en Castro (2014), menciona que algunos casos
podrían incluir comorbilidades como la bulimia, comportamientos autodestructivos o el abuso de
sustancias psicotrópicas, específicamente en pacientes que tengan trastorno límite de personalidad
(Pattison & Kahan, 1983, como se citó en Solis & Gómez, 2020); de igual forma, el suicidio puede
darse como consecuencia de las autolesiones. Del mismo modo, Farber et al. (2007), como se citó en
Solis y Gómez (2020), mencionan que hasta el 50% de las personas que se autolesionan, pueden tener
algún trastorno mental. En cuanto a estudios previos en Perú, De la Cruz (2021) en un estudio de 459
jóvenes limeños entre 12 y 17 años que cursan el bachillerato, encontró que 91 de ellos reportaron
autolesiones, 62 de ellos sin motivo. Por otro lado, Gallegos et al. (2018) en su estudio con 997
estudiantes de 13 a 18 años de escuelas públicas y privadas de Arequipa encontraron que el 27,9% de
ellos reportaron conductas autolesivas.
La Teoría Biopsicosocial de Klonsky, menciona que se establecieron seis modelos que explicarían la
función de las autolesiones (Suyemoto, 1998) las cuales son: Como primer modelo es el de la influencia
interpersonal; este modelo menciona que las personas que se autolesionan lo hacen para manipular o
influenciar a personas de su entorno social. Es decir, la autolesión puede ser un grito de ayuda y/o un
medio para evitar el abandono o también un intento por ser tomado más en serio (Chowanec et al.,
1991). El segundo modelo es el del autocastigo, según este modelo las autolesiones se utilizan como
una expresión de cólera hacia uno mismo. Linehan (1993), informa que las personas que cometen
autolesiones, lo hacen debido a que aprendieron de sus ambientes a castigarse o invalidarse a sí mismos.
Kernberg (1979), defiende que las personas que se autolesionan constantemente suelen tener una
estructura característica depresivo masoquista, esta se caracteriza por una auto destructividad primitiva,
asimismo, se tiene una personalidad borderline. Para Kernberg (1979), las características masoquistas
son aspectos fundamentales en las autolesiones.
pág. 4571
El tercer modelo es el anti suicidio, este modelo plantea que las autolesiones expresan deseos
destructivos y suicidas, sin tener un riesgo de muerte. Por lo tanto, funcionaría como reemplazo del
deseo de cometer un suicidio (Klonsky, 2005).
El cuarto modelo es el sexual, se trata de que las autolesiones sirven como una manera de controlarse,
desatender y censurar deseos y sentimientos sexuales. Otros autores como Klonsky (2005) y Gunderson
(2010) interpretan que las autolesiones es un autocastigo por impulsos sexuales o por la culpa edípica,
es decir, un conjunto de emociones y sentimientos infantiles.
El quinto modelo es el de la regulación del afecto. Linehan (1993) plantea que las personas que se
autolesionan podrían haber crecido en ambientes no adecuados o simplemente no les habían educado
ni enseñado estrategias para afrontar el malestar emocional, razón por la cual dichas personas, al ser
menos capaces de lidiar con este malestar, tienen una mayor tendencia a autolesionarse como una
estrategia de regulación emocional mal adaptativa.
Y por último el sexto modelo es el de la disociación. Se encarga de explicar las autolesiones que se dan
como respuesta a episodios de despersonalización o disociación. Gunderson (2010) expresa que
aquellas personas que se autolesionan experimentan períodos prolongados de disociación cuando una
persona querida está ausente. Los episodios de disociación o despersonalización ocurren también
debido a las emociones intensas que suelen sentir.
Se desarrollaron diferentes esfuerzos para construir, validar y estandarizar instrumentos capaces de
medir la conducta autolesiva. Entre ellos se encuentra el trabajo realizado por Ávila y Roldán (2019),
quienes analizaron las propiedades psicométricas de una versión traducida al español del Inventory of
Statements About Self – Infury; el resultado fue un instrumento con adecuadas propiedades
psicométricas para medir la autolesión en adolescentes colombianos.
Asimismo, Solis y Gómez (2020), construyeron un instrumento para evaluar la presencia de
autolesiones en adolescentes mexicanos, el cual fue dotado de aceptables propiedades psicométricas
como validación, por juicio de expertos, y confiabilidad por consistencia interna. En el contexto
peruano, Castillo (2019) desarrolló una investigación de diseño instrumental y tipo tecnológico para
construir una escala de autolesiones para adolescentes estudiantes de Lima; teniendo una muestra de
1286 adolescentes. Se logró obtener una escala de 07 reactivos, la cual fue obtuvo puntajes adecuados
para considerarse confiable y válida.
pág. 4572
Es por ello que, el objetivo general de esta investigación fue construir y analizar las propiedades
psicométricas tales como, validez de contenido, validez de constructo y confiabilidad por consistencia
interna de una escala para medir la violencia autoinfligida en adolescentes de una institución educativa
pública.
METODOLOGÍA
El presente estudio corresponde a un enfoque cuantitativo, para luego seguir con la utilización de
técnicas estadísticas para el análisis de los datos recogidos (Alan & Cortez, 2018). Del mismo modo,
pertenece a un diseño no experimental, porque no se manipuló ninguna de las variables (Sánchez et al.,
2018). A su vez, es de tipo instrumental ya que busca analizar las propiedades psicométricas, validez y
confiabilidad, resultantes del procesamiento estadístico (Ato et al., 2013). Finalmente será de corte
transversal, ya que los datos obtenidos serán recolectados en un solo momento (Hernández et al., 2014).
Arias et al. (2016), refiere que la población es el compuesto de casos que es relativo a la elección de la
muestra, y que acata una variedad de aspectos y/o criterios prefijados por el investigador. En la presente
investigación la población fue conformada por 1080 estudiantes de nivel secundaria de la Institución
Educativa Industrial Simón Bolívar. Por razones de accesibilidad, se trabajó con una muestra de 473
estudiantes del nivel secundario, los cuales cursan estudios desde el primero al quinto grado de
secundaria. De este modo el 60 % pertenece al sexo masculino y el 40 % al sexo femenino; además que
el 39.7% de participantes tienen una edad de 12 a 13 años de edad y el 61.9 % vive con ambos padres,
todo ello es el resultado de la aplicación de una ecuación estadística para proporciones poblacionales,
tomando en cuenta un margen de error del 1% y nivel de confianza del 99%. Para el presente estudio,
la muestra fue definida a través del muestreo por conveniencia, siendo no probabilístico, no aleatorio,
con el fin de realizar la aplicación del instrumento de manera más factible (Otzen & Manterola, 2017).
Entre los criterios de exclusión se encuentran: aquellos que no deseen participar de la investigación,
quienes se encuentren fuera del rango de edad de antes de los 12 y después de los 20 años, además de
estudiantes que presenten restricciones médicas o discapacidades que les impidan participar de la
evaluación.
El instrumento lleva por nombre Escala de evaluación de violencia autoinfligida en adolescentes
(EVAA), fue construido y validado en el contexto peruano por Huanca, Calderon, Mendoza, Ramos y
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Velásquez en el año 2023 tomando como base científica el constructo teórico de Klonsky. Este tiene
como objetivo construir y analizar las propiedades psicométricas de una escala para medir la violencia
autoinfligida en adolescentes de una institución educativa pública. En cuanto a su composición, consta
de 40 ítems distribuidos en 6 dimensiones: Influencia interpersonal, Autocastigo, Antisuicidio, Sexual,
Regulación de afecto y Disociación, además, su escala de calificación es Likert, es decir, con opciones
de respuesta que van desde nunca=1, casi nunca=2, a veces=3, casi siempre=4 y siempre=5.
Posteriormente, para dotar al instrumento de la propiedad psicométrica de validez de contenido por V
de Aiken, este fue sometido al criterio de 6 jueces expertos, para luego realizar el procesamiento de la
información y el vaciado de los datos a través del programa Microsoft Excel. Una vez obtenida una
validez de contenido aceptable, se procedió con la aplicación del instrumento a la muestra establecida.
Posteriormente se hizo uso del software estadístico JAMOVI versión 2.3.28 y JASP versión 0.17.2.1.
Luego, se realizó el análisis descriptivo para conocer la normalidad de los ítems y estructurar las tablas
respectivas; posteriormente se realizó el análisis factorial exploratorio, considerando un método de
extracción de máxima verosimilitud con rotación oblimin, para luego eliminar los ítems que presentaban
cargas en más de un factor o en ninguno de ellos, cumpliendo así los supuestos del análisis factorial
exploratorio; seguidamente, se realizó al análisis factorial confirmatorio, buscando llegar a los valores
de ajuste de modelo adecuados a través de la eliminación de algunos ítems; finalmente se hizo el análisis
de fiabilidad a través del coeficiente de consistencia interna por α de Cronbach y ω de MacDonald.
RESULTADOS Y DISCUSIÓN
Análisis descriptivo
Los valores vistos en la tabla 1 presentan las medidas de tendencia central, dispersión, a partir de la
escala de 40 ítems distribuidos en seis dimensiones. Respecto a la media, se determina que los ítems
fluctúan entre las medias más altas siendo M=3.16 y M=2.76 que pertenecen al ítem 2 y 24, en tanto,
las medias bajas fluctúan entre M=1.52 y M= 1.56 respectivamente, pertenecientes al ítem 27 y 29. En
cuanto a la desviación estándar, son los ítems 40 y 22 las cuales presentan mayor dispersión ya que sus
valores se sitúan entre DE=1.422 y DE=1.415; asimismo, los ítems 27 y 29 manifiestan una menor
dispersión ya que sus valores se sitúan entre DE=0.961 y DE=0.970, teniendo presente la curtosis entre
-1.1330 – 1.7274 y teniendo en cuenta que los coeficientes de asimetría se encuentran entre -0.246 –
pág. 4574
1.804. Se observan también medidas de asimetría entre los rangos de +/- 1.5 en la mayoría de los ítems,
exceptuando a los ítems 7, 12, 17, 27 y 29, lo que quiere decir que gran parte de los ítems es de
distribución normal (Pérez & Medrano, 2010).
Tabla 1. Análisis descriptivo
Asimetría
Curtosis
Media
DE
Asimetría
EE
Curtosis
EE
Ítem 1
2.50
1.289
0.309
0.112
-0.9363
0.224
Ítem 2
3.16
1.268
-0.246
0.112
-0.8757
0.224
Ítem 3
1.66
1.045
1.417
0.112
0.9065
0.224
Ítem 4
1.89
1.247
1.029
0.112
-0.3538
0.224
Ítem 5
1.96
1.313
0.953
0.112
-0.5693
0.224
Ítem 6
1.98
1.292
0.943
0.112
-0.4783
0.224
Ítem 7
1.62
1.123
1.614
0.112
1.2339
0.224
Ítem 8
1.78
1.209
1.275
0.112
0.2462
0.224
Ítem 9
2.62
1.182
0.150
0.113
-0.8112
0.225
Ítem 10
2.04
1.280
0.846
0.112
-0.6003
0.224
Ítem 11
2.21
1.360
0.628
0.112
-1.0136
0.224
Ítem 12
1.62
1.090
1.577
0.112
1.2150
0.224
Ítem 13
2.57
1.338
0.249
0.112
-1.1070
0.224
Ítem 14
2.65
1.340
0.219
0.112
-1.0625
0.224
Ítem 15
2.38
1.308
0.399
0.112
-1.0272
0.224
Ítem 16
2.08
1.357
0.834
0.112
-0.7273
0.224
Ítem 17
1.65
1.146
1.565
0.112
1.1812
0.224
Ítem 18
1.94
1.330
1.024
0.112
-0.4262
0.224
Ítem 19
1.83
1.295
1.274
0.112
0.1855
0.224
Ítem 20
2.32
1.351
0.511
0.112
-1.0406
0.224
Ítem 21
1.92
1.301
1.065
0.112
-0.2891
0.224
Ítem 22
2.54
1.415
0.384
0.112
-1.1330
0.224
Ítem 23
1.79
1.243
1.315
0.112
0.3939
0.224
Ítem 24
2.76
1.359
0.166
0.112
-1.0803
0.224
Ítem 25
2.67
1.256
0.160
0.112
-0.9255
0.224
Ítem 26
2.41
1.364
0.502
0.112
-0.9550
0.224
Ítem 27
1.52
0.961
1.804
0.112
2.3383
0.224
Ítem 28
1.81
1.198
1.179
0.112
0.0688
0.224
Ítem 29
1.56
0.970
1.626
0.112
1.7274
0.224
Ítem 30
2.37
1.333
0.492
0.112
-0.9582
0.224
Ítem 31
1.74
1.191
1.402
0.112
0.6869
0.224
Ítem 32
1.88
1.250
1.107
0.112
-0.1100
0.224
Ítem 33
1.91
1.307
1.103
0.112
-0.1904
0.224
Ítem 34
1.91
1.338
1.144
0.112
-0.1314
0.224
Ítem 35
1.93
1.270
1.048
0.112
-0.2440
0.224
Ítem 36
2.04
1.354
0.944
0.112
-0.5012
0.224
Ítem 37
1.85
1.261
1.209
0.112
0.1308
0.224
pág. 4575
Ítem 38
1.88
1.255
1.116
0.112
-0.0897
0.224
Ítem 39
1.86
1.263
1.139
0.112
-0.1209
0.224
Ítem 40
1.99
1.422
1.062
0.112
-0.3924
0.224
Validez de contenido
Los datos expuestos en la tabla 2 muestran los índices de validez de contenido, obtenidos por la opinión
de 6 jueces expertos y procesados mediante el coeficiente V de Aiken, con intervalos de confianza al
99%, y un valor de z=2.58. De estos resultados cabe resaltar que, los ítems 2, 4 y 5 que tienen el valor
V de Aiken mínimo encontrado = 0.861. con límite inferior de L99% = 0.559, y de límite superior U99%
= 0.968. Superando el intervalo liberal mínimo requerido [0.5] establecido por Cicchetti (1994 como se
citó en Merino & Livia, 2009); lo cual indicaría que todos los ítems aportan de manera positiva a la
validez de contenido instrumental. También se evaluó el índice de validez de contenido a través de los
seis factores presentados obteniendo los siguientes límites a un intervalo de confianza al 99%: F
1
[0.635-
0.989]; F
2
[0.701-0.999]; F
3
[0.703-0.999]; F
4
[0.730-1.000]; F
5
[0.730-1.000]; F
6
[0.682-0.997],
encontrándose que, la dimensión de influencia interpersonal presenta el límite más bajo visto =0.635.
Alcanzando el test general un V=0.975 [IC99% 0.696].
En total, todos los ítems mostraron una validez aceptable según un criterio liberal, a un 99% de
confianza.
Tabla 2 Índices de validez de contenido
ITEM
Claridad
Congruencia
Contexto
Dominio de Constructo
IA - Índice de acuerdo
V
L99%
U99%
V
L99%
U99%
V
L99%
U99%
V
L99%
U99%
V
L99%
U99%
1
0.889
0.590
0.978
0.944
0.655
0.993
0.944
0.655
0.993
0.778
0.474
0.931
0.889
0.590
0.978
2
0.889
0.590
0.978
0.833
0.530
0.957
0.889
0.590
0.978
0.833
0.530
0.957
0.861
0.559
0.968
3
0.944
0.655
0.993
0.944
0.655
0.993
0.944
0.655
0.993
0.889
0.590
0.978
0.931
0.638
0.990
4
0.833
0.530
0.957
0.889
0.590
0.978
0.889
0.590
0.978
0.833
0.530
0.957
0.861
0.559
0.968
5
0.778
0.474
0.931
0.889
0.590
0.978
0.889
0.590
0.978
0.889
0.590
0.978
0.861
0.559
0.968
6
0.944
0.655
0.993
0.944
0.655
0.993
0.944
0.655
0.993
0.944
0.655
0.993
0.944
0.655
0.993
7
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
8
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
9
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
10
0.889
0.590
0.978
0.944
0.655
0.993
0.944
0.655
0.993
0.944
0.655
0.993
0.931
0.638
0.990
pág. 4576
11
0.889
0.590
0.978
0.944
0.655
0.993
0.944
0.655
0.993
0.944
0.655
0.993
0.931
0.638
0.990
12
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
13
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
14
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
15
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
16
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
17
0.944
0.655
0.993
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
0.986
0.710
1.000
18
0.944
0.655
0.993
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
0.986
0.710
1.000
19
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
20
0.944
0.655
0.993
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
0.986
0.710
1.000
21
0.944
0.655
0.993
0.944
0.655
0.993
0.944
0.655
0.993
0.889
0.590
0.978
0.931
0.638
0.990
22
0.944
0.655
0.993
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
0.986
0.710
1.000
23
0.944
0.655
0.993
0.944
0.655
0.993
0.944
0.655
0.993
0.833
0.530
0.957
0.917
0.622
0.987
24
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
25
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
26
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
27
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
28
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
29
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
30
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
31
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
32
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
33
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
34
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
0.944
0.655
0.993
0.986
0.710
1.000
35
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
0.944
0.655
0.993
0.986
0.710
1.000
36
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
0.944
0.655
0.993
0.986
0.710
1.000
37
0.889
0.590
0.978
0.889
0.590
0.978
0.889
0.590
0.978
0.889
0.590
0.978
0.889
0.590
0.978
38
0.889
0.590
0.978
0.889
0.590
0.978
0.889
0.590
0.978
1.000
0.730
1.000
0.917
0.622
0.987
39
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
0.944
0.655
0.993
0.986
0.710
1.000
40
0.944
0.655
0.993
1.000
0.730
1.000
1.000
0.730
1.000
0.944
0.655
0.993
0.972
0.691
0.998
F1
0.927
0.635
0.989
F2
0.979
0.701
0.999
F3
0.981
0.703
0.999
F4
1.000
0.730
1.000
F5
1.000
0.730
1.000
pág. 4577
F6
0.965
0.682
0.997
FG
0.975
0.696
0.999
Análisis factorial exploratorio
La tabla 3 indica las cargas factoriales por cada ítem esto se da mediante el análisis factorial exploratorio
mejorado, eliminando los ítems con baja correlación vistos en la tabla descriptiva (se eliminaron los
ítems 3, 4, 8, 9, 17, 19, 22, 23 y 28). En cuanto a ello, los hallazgos demuestran un valor de Esfericidad
de Bartlett de p<0.001, lo cual indica que los ítems muestran intercorrelación aceptable para confiar en
los resultados del presente análisis. En segundo lugar, los valores de adecuación de muestreo mostraron
un KMO=0.975, es decir, una una inter-relación satisfactoria entre los ítems, lo cual resulta muy
adecuado para el análisis factorial exploratorio (Pérez & Medrano, 2010). Según la matriz de cargas
factoriales, el análisis factorial exploratorio recomienda que el instrumento cuente con 4 factores. Es
decir, en el factor 1 se encuentran los ítems 37,39,38,35,34,36,40,33,18, 21 y 32 las cuales miden la
nueva dimensión sobre “alivio emocional”. En el factor 2 se encuentran los ítems 25, 24, 14, 30, 26, 15,
20, 2, 1 y 13 las cuales miden la nueva dimensión “autocrítica”. En el factor 3 se encuentran los ítems
6, 5, 10, 11 y 16 de las cuales miden la nueva dimensión “autorregulación o afrontamiento emocional”.
En el factor 4 están los ítems 29, 27, 31, 7 y 12 respectivamente las cuales miden la nueva dimensión
“influencia social”. Asimismo, al revisar el porcentaje de varianza acumulada se consideran 4 factores
y así el instrumento logra explicar el 62.5% de la varianza analizada, siendo este un valor ideal (Pérez
y Medrano, 2010).
Tabla 3 Cargas de los factores
Factor
1
2
3
4
Unicidad
Ítem 37
0.953
0.188
Ítem 39
0.924
0.188
Ítem 38
0.898
0.173
Ítem 35
0.867
0.222
Ítem 34
0.759
0.244
Ítem 36
0.719
0.329
Ítem 40
0.656
0.264
Ítem 33
0.624
0.265
Ítem 18
0.569
0.262
Ítem 21
0.565
0.235
Ítem 32
0.528
0.252
Ítem 25
0.796
0.381
pág. 4578
Ítem 24
0.705
0.459
Ítem 14
0.567
0.497
Ítem 30
0.522
0.407
Ítem 26
0.512
0.499
Ítem 15
0.502
0.428
Ítem 20
0.430
0.418
Ítem 2
0.378
0.850
Ítem 1
0.341
0.797
Ítem 13
0.308
0.770
Ítem 6
0.716
0.273
Ítem 5
0.623
0.239
Ítem 10
0.622
0.381
Ítem 11
0.583
0.442
Ítem 16
0.365
0.315
Ítem 29
0.923
0.223
Ítem 27
0.734
0.366
Ítem 31
0.522
0.334
Ítem 7
0.481
0.432
Ítem 12
0.424
0.487
Análisis factorial confirmatorio
En la tabla 4 se observan los indicadores de ajuste de modelo del instrumento bajo dos diferentes
modelos del test, es decir, en el modelo original de 40 ítems los valores de ajuste de modelo no
mostraron índices aceptables (CFI= 0.856; TLI= 0.845; SRMR=0.057 y RMSEA=0.0828), por ende,
fue necesario eliminar algunos ítems que mostraron estimadores estandarizados inferiores a 0.6, por
ejemplo, los ítems: 26, 30, 25, 2, 24, 14, 22, 23 11, 17, 29, 3, 6, 18, 19, 31, 33, 37, 38, 7, 9, 15, 36, 12,
8; al eliminar estos ítems se observaron mejoras considerables en estos indicadores (CFI= 0.979; TLI=
0.972; SRMR=0.0272 y RMSEA=0.0557), por esta razón, se optó utilizar el modelo 2, el cual presenta
5 factores, ya que se eliminó el factor sexual, tal supresión, mostró mejoras considerables y se obtuvo
índices aceptable (Escobedo et al., 2016). Asimismo, cabe señalar que se eliminó el factor sexual debido
a que solo presentaba un ítem, el cual se planteó de manera muy directa e intimidadora, por ende, se vio
necesario eliminar el ítem ya que no se vio conveniente para la población elegida.
Tabla 4 Indicadores de ajuste de modelo
Índices de ajuste
Índices aceptables
Modelo original, 6
factores, 40 ítems
Modelo 2
(5 factores excluyendo 26, 30, 25, 2, 24, 14, 22, 23 11, 17,
29, 3, 6, 18, 19, 31, 33, 37, 38, 7, 9, 15, 36, 12, 8)
CFI
0.9
0.856
0.979
TLI
0.9
0.845
0.972
pág. 4579
SRMR
<= 0.06
0.057
0.0272
RMSEA
<= 0.06
0.0828
0.0557
Nota. El modelo original se compone de 6 factores: influencia interpersonal, autocastigo, antisuicidio, sexual, regulación de afecto y
disociación, se realizó el análisis con 40 ítems. Por otro lado, el modelo 2, se realizó con 5 factores, eliminando el factor sexual y la exclusión
de los ítems 26, 30, 25, 2, 24, 14, 22, 23, 11, 17, 29, 3, 6, 18, 19, 31, 33, 33, 37, 38, 7, 9, 15, 36, 12, 8.
Análisis de confiabilidad por consistencia interna
La tabla 5 muestra los índices de confiabilidad del presente instrumento, el cuál se realizó a través de
la consistencia interna, usando el método de alfa de Cronbach y omega de McDonald. Además, los
hallazgos encontrados demostraron que la escala general alcanza un α=0.951 [IC 95% 0.947-0.955] y
un valor de ω=0.954 [IC 95% 0.948-0.960], lo cuál indica que el instrumento presenta niveles de
confianza adecuados (Ventura-León y Caycho-Rodríguez, 2017; Reidl-Martínez, 2013). Así mismo, se
observa que el factor de autocastigo presenta un α=0.656 [IC 95% 0.617-0.692] y ω=0.695 [IC 95%
0.651-0.743], los cuales son niveles de confiabilidad por debajo de lo aceptable, no obstante, en los
otros factores, como en influencia interpersonal, presenta un α=0.840 [IC 95% 0.821-0.856] y ω=0.843
[IC 95% 0.812-0.872], en el factor de antisuicidio presenta un α=0.879 [IC 95% 0.865-0.891] y ω=0.879
[IC 95% 0.858-0.900], posteriormente, en el factor de regulación de afecto, presenta un α=0.877 [IC
95% 0.863-0.890] y ω=0.878 [IC 95% 0.852-0.901], por último, en el factor de disociación, este
presenta un α=0.702 [IC 95% 0.668-0.734] y ω=0.719 [IC 95% 0.672-0.760], los cuales, son valores
aceptables.
Tabla 5 Índices de confiabilidad por α de Cronbach y ω de MacDonald
α de Cronbach
ω de MacDonald
Violencia Autoinflingida
0.951 [IC 95% 0.947-0.955]
0.954 [IC 95% 0.948-0.960]
Influencia interpersonal
0.840 [IC 95% 0.821-0.856]
0.843 [IC 95% 0.812-0.872]
Autocastigo
0.656 [IC 95% 0.617-0.692]
0.695 [IC 95% 0.651-0.743]
Antisuicidio
0.879 [IC 95% 0.865-0.891]
0.879 [IC 95% 0.858-0.900]
Regulación de afecto
0.877 [IC 95% 0.863-0.890]
0.878 [IC 95% 0.852-0.901]
Disociación
0.702 [IC 95% 0.668-0.734]
0.719 [IC 95% 0.672-0.760]
DISCUSIÓN
Es de gran importancia desarrollar un instrumento de medición que permita evaluar las autolesiones en
el ámbito de la salud mental y la psicología. Estas conductas autolesivas, como el corte, las quemaduras
pág. 4580
o los golpes autoinfligidos, representan una problemática compleja que requiere una evaluación precisa
y adecuada para abordarla y tratarla de manera efectiva. Según Nock (2010), refiere que es fundamental
contar con un instrumento válido y confiable para medir las autolesiones, siendo crucial para
comprender la naturaleza y la gravedad de este fenómeno, así como para guiar las intervenciones
terapéuticas. La medición de las autolesiones no solo permite identificar la presencia de estos
comportamientos, sino también determinar su frecuencia, intensidad y las circunstancias asociadas a su
aparición.
Manrique y Jácobo (2016), manifiestan que cuando se desarrolla un instrumento de medición para
evaluar las autolesiones, es necesario considerar diversos aspectos fundamentales tales como la validez
y la confiabilidad, asegurando que el instrumento mida lo que debe de medir y éstas sean consistentes
y estables a lo largo del tiempo.
Como señala Nock, tener una herramienta confiable que proporcione información precisa y detallada
sobre el comportamiento de autolesión facilita el desarrollo de intervenciones más efectivas y ayuda a
las personas a solucionar el problema. Por lo tanto, la inversión en herramientas de medición
innovadoras en esta área es fundamental para mejorar la salud mental y el bienestar de las personas que
se autolesionan (Nock, 2010).
En cuanto al primer objetivo específico, este consiste en determinar el índice de validez de contenido,
de una escala que busca medir la violencia autoinfligida en adolescentes de una institución educativa
pública, dicho índice fue obtenido por la opinión de 6 jueces expertos y procesado mediante el
coeficiente V de Aiken, con intervalos de confianza al 99%, y un valor de z=2.58 Los procedimientos
observados son recomendados por Ventura-León (2022) quien proporciona la fórmula por V de Aiken
(V=X-l/k) con respectivos intervalos de confianza. De los resultados encontrados podemos destacar, los
ítems 2, 4 y 5 que tienen el valor V de Aiken mínimo encontrado = 0.861. con límite inferior de L99%
= 0.559, y de límite superior U99% = 0.968; superan el intervalo liberal mínimo requerido [0.5]
establecido por Cicchetti (1994 como se citó en Merino & Livia, 2009); lo cual indicaría que todos los
ítems aportan de manera positiva a la validez de contenido instrumental. También se evaluó el índice
de validez de contenido a través de los seis factores presentados obteniendo los siguientes límites a un
intervalo de confianza al 99%: F
1
[0.635-0.989]; F
2
[0.701-0.999]; F
3
[0.703-0.999]; F
4
[0.730-1.000];
pág. 4581
F
5
[0.730-1.000]; F
6
[0.682-0.997], encontrándose que, la dimensión de influencia interpersonal presenta
el límite más bajo visto =0.635. Alcanzando el test general un V=0.975 [IC99% 0.696]. En total, todos
los ítems mostraron una validez aceptable según un criterio liberal, a un 99% de confianza. En otros
estudios similares, Calderón (2017) en, “Diseño, construcción y validación de la escala de violencia
hacia los adolescentes (EVA) en estudiantes de secundaria de instituciones educativas públicas de
Comas.” presenta un V de aiken menor a 0.3 en 9 de sus 40 ítems y uno con 0.7 los cuales tuvo que
eliminar, y quedarse finalmente con 30 ítems; por otro lado Castillo (2019) en su estudio titulado,
“Construcción de una escala de autolesión para adolescentes en estudiantes de secundaria del distrito
de Independencia, Lima.” obtuvo la opinión de 10 jueces expertos, cuyo puntaje menor de ítems en su
índice de acuerdo fue de 0.7; sin embargo, en ambos de estos estudios al contrario del nuestro, no se
presenta información como, bajo qué porcentaje de índice de confianza se trabajó, ni un análisis de V
de aiken por factores, ni uno general.
En cuanto al segundo objetivo específico, este consiste en determinar la validez de constructo de una
escala para medir para medir la violencia autoinfligida en adolescentes de una institución educativa
pública, lo cuál se hizo a través del análisis factorial, tanto exploratorio como confirmatorio. En base a
tales análisis, se encontró que, la escala en general, presenta los siguientes valores en las
comprobaciones de supuestos: Esfericidad de Bartlett p=<0.001; KMO=0.975; % de Varianza=62.5%
y con respecto a las medidas de ajuste de modelo se obtuvo: CFI=0.979; TLI=0.972; SRMR=0.0272 y
RMSEA=0.0557. Para lograr tales resultados aceptables fue necesario eliminar los ítems 26, 30, 25, 2,
24, 14, 22, 23 11, 17, 29, 3, 6, 18, 19, 31, 33, 37, 38, 7, 9, 15, 36, 12, 8; a través de tales ajustes se
obtuvo el Modelo 2 con 15 ítems y 5 dimensiones. Estos procedimientos son fundamentados en el
estudio realizado por Pérez & Medrano (2010), quienes sustentan que antes realizar el análisis factorial
exploratorio, se tiene que asegurar que los ítems están adecuadamente interrelacionados para obtener
resultados provechosos, esto mediante pruebas estadísticas como la esfericidad de Bartlett, con un valor
<0.05, y la medida de adecuación muestral de Kaiser-Mayer-Olikin (KMO), con un valor >0.7. Por otro
lado, Escobedo et al., (2016) sostienen que, en cuanto a las medidas de ajuste para el análisis factorial
confirmatorio es necesario que los valores del CFI, TLI, RMSEA y SRMR se adecuen a los siguientes:
(CFI>0.9; TLI >0.9; SRMR<0.05; RMSEA<0.05). Existen algunas investigaciones que coinciden con
pág. 4582
los resultados obtenidos, tal es el caso del estudio realizado por Cano et al. (2021), quienes al adaptar
la Cédula de Autolesión (CAL) al contexto peruano, percibieron los siguientes valores: Esfericidad de
Bartlett<0.000010; KMO=0.945, %Varianza=54.02%; asimismo, Castillo (2019), al construir una
escala de autolesión para adolescentes de Lima halló los siguientes resultados: Esfericidad de Bartlett
<0.05; KMO=0.94, %Varianza=55.898%, CFI=0.849, TLI=0,831, SRMR=0.0, RMSEA=0.090;
finalmente, el estudio realizado por Capa et al. (2019), quienes al construir un instrumento para
identificar conductas autolesivas en adolescentes, encontraron los siguientes valores: CFI=0.963;
RMSEA=0.02.
Por último, en lo que respecta al tercer objetivo específico, consiste en determinar la confiabilidad por
consistencia interna en una escala para medir la violencia autoinfligida en adolescentes de una
institución educativa pública, para lo cual se optó por utilizar las fórmulas estadísticas de Alfa de
Cronbach y Omega de McDonald. Donde se encontraron valores aceptables para la escala general
α=0.951 [IC 95% 0.947-0.955] y un valor de ω=0.954 [IC 95% 0.948-0.960], influencia interpersonal,
α=0.840 [IC 95% 0.821-0.856] y ω=0.843 [IC 95% 0.812-0.872], antisuicidio, α=0.879 [IC 95% 0.865-
0.891] y ω=0.879 [IC 95% 0.858-0.900], regulación de afecto, α=0.877 [IC 95% 0.863-0.890] y
ω=0.878 [IC 95% 0.852-0.901], disociación,α=0.702 [IC 95% 0.668-0.734] y ω=0.719 [IC 95% 0.672-
0.760]; no obstante, en el factor de autocastigo, este tiene un α=0.656 [IC 95% 0.617-0.692] y ω=0.695
[IC 95% 0.651-0.743], dichos valores son considerados niveles de confiabilidad por debajo de lo
aceptable (Ventura-León y Caycho-Rodríguez, 2017; Reidl-Martínez, 2013). Además, dichos
procedimientos son fundamentados por Cascaes et al. (2015), que indican que la medición de la
confiabilidad por consistencia interna, se usa para determinar la correlación de los ítems en una escala.
De igual manera, Cronbach (1951), como se citó en Campo-Arias y Oviedo (2008), afirmó que el alfa
de Cronbach es una fórmula más conocida para obtener la confiabilidad por consistencia interna de un
instrumento, además dicho instrumento debe tener una escala politómica como opciones de respuesta.
Se encontraron diferentes investigaciones cuyos hallazgos coinciden con los resultados obtenido, como
en el caso de Mendo Y Perez (2022), quienes realizaron un estudio sobre la construcción y propiedades
psicométricas de la escala de violencia autoinfligida para adolescentes Chiclayo, donde se optó por el
método de consistencia interna, y se utilizó el coeficiente de Alfa de cronbach y Omega de McDonald,
pág. 4583
los cuales dieron como resultado α=0.994 y ω=0.994, lo que está considerado en la categoría de
excelente. Igualmente, Castillo (2019), quien realizó un estudio sobre la construcción de una escala de
autolesión para adolescentes en estudiantes de secundaria del distrito de Independencia. Lima, se utilizó
la fórmula de alfa de cronbach, donde el resultado fue α=0.764, lo cual, es aceptable.
CONCLUSIONES
Se construyó un instrumento de escala de evaluación de violencia autoinfligida, con un ejemplar final
de 473 estudiantes evaluados. Después de procesar dichos datos, la validez de contenido demostró que
todos los ítems y factores contribuyen significativamente a la escala total. Además, se determinó que el
instrumento es válido tanto en contenido como en constructo, con la excepción de la dimensión
"sexualidad" y los siguientes ítems: 26, 30, 25, 2, 24, 14, 22, 23, 11, 17, 29, 3, 6, 18, 19, 31, 33, 37, 38,
7, 9, 15, 36, 12 y 8. La eliminación de estos ítems y dimensión contribuyó a mejorar los indicadores de
ajuste del modelo; que resultó en un modelo final en el que se empleó las fórmulas estadísticas de Alfa
de Cronbach y Omega de McDonald, que reflejaron una confiabilidad por consistencia interna
aceptables para la escala general, influencia interpersonal, antisuicidio, regulación de afecto y
disociación. Sin embargo, en el factor de autocastigo, se obtuvieron valores de α=0.656 y ω=0.695, que
se consideran niveles de confiabilidad por debajo de lo aceptable.
Como se ha podido observar, el objetivo general de esta investigación es construir y analizar las
propiedades psicométricas de una escala para medir la violencia autoinfligida en adolescentes de una
institución educativa pública. Asimismo, optamos por considerar tres objetivos específicos las cuales
son: el primer objetivo específico, consiste en determinar el índice de validez de contenido de una escala
para medir para medir la violencia autoinfligida en adolescentes de una institución educativa pública,
el segundo objetivo específico, consiste en determinar la validez de constructo de una escala para medir
para medir la violencia autoinfligida en adolescentes de una institución educativa pública, por último,
en cuanto al tercer objetivo específico, consiste en determinar la confiabilidad por consistencia interna
en una escala para medir la violencia autoinfligida en adolescentes de una institución educativa pública.
Finalmente, este estudio es crucial porque contribuye a la comprensión del fenómeno, identifica factores
de riesgo y protección, pues proporciona información para el desarrollo de políticas y programas de
pág. 4584
prevención. Contribuyendo así a una larga cadena que busca el abordaje eficaz de la violencia
autoinfligida y promoción de la salud mental.
Recomendaciones
Se sugiere a futuro avanzar en estudios comparativos con muestras en distintos países, para analizar el
comportamiento de la escala en contextos culturales, ya que es posible que algunos factores de cada
contexto puedan influenciar la práctica y/o percepción del riesgo.
Se sugiere un tamaño de muestra mucho mayor que pueda representar a la población adolescente y de
esta manera mejorar los resultados y minimizar errores.
Se recomienda utilizar el modelo teórico de la escala de violencia autoinfligida (EVA) para futuras
construcciones en relación a la variable de estudio.
Se sugiere realizar el análisis psicométrico de la escala de violencia autoinfligida (EVA) utilizando
poblaciones con características sociodemográficas diferentes.
REFERENCIAS BIBLIOGRAFICAS
Agüero, G., Medina, V., Obradovich, G., y Berner, E. (2018). Comportamientos autolesivos en
adolescentes: Estudio cualitativo sobre características, significados y contextos. Archivos
argentinos de pediatría, 116(6), 394- 401.
https://dx.doi.org/10.5546/aap.2018.394
Alan, D. y Cortez, L. (2018). Procesos y fundamentos de la investigación científica. (1° ed.).
Universidad Técnica de Machala.
http://repositorio.utmachala.edu.ec/bitstream/48000/14232/1/Cap.4-
Investigaci%C3%B3n%20cuantitativa%20y%20cualitativa.pdf
American Association for Marriage and Family Therapy. (s.f.). Adolescent self harm.
https://www.aamft.org/Consumer_Updates/Adolescent_Self_Harm.aspx
Arias, J., Villasís,M., y Miranda, M. (2016). El protocolo de investigación III: la población de estudio.
Rev Alerg Méx. ;63(2):201-206
https://www.redalyc.org/pdf/4867/486755023011.pdf
Ato, M., López, J. Y Benavente, A. (2013). Un sistema de clasificación de los diseños de investigación
en psicología. Anales de psicología, 29(3), 1038-1059.
pág. 4585
https://doi.org/10.6018/analesps.29.3.178511
Ávila, A. Y Roldán, B. (2019). Análisis de las propiedades psicométricas del Inventory of Statements
About Self-Injury en adolescentes colombiano. [Tesis de Maestría, Fundación Universitaria
Konrad Lorenz].
https://repositorio.konradlorenz.edu.co/bitstream/handle/001/2133/Tesis_927171017-
927171020.pd f?sequence=2&isAllowed=y
Bandura, A. y Walters, R. (1974). Aprendizaje social y desarrollo de la personalidad. Stanford,
California: Alianza editorial.
Cascaes, F., Gonçalves, E., Valdivia, B., Graziele, G., da Silva, T., Soleman, S. y da Silva, R. (2015).
Estimadores de consistencia interna en las investigaciones en salud: el uso del coeficiente alfa.
Rev Peru Med Exp Salud Publica, 32(1), pp. 129-38.
http://www.scielo.org.pe/pdf/rins/v32n1/a19v32n1.pdf
Campo-Arias, A. y Oviedo, H. (2008). Propiedades Psicométricas de una Escala: La Consistencia
Interna. Revista de salud pública, 10 (5), pp. 831-839.
http://www.scielo.org.co/pdf/rsap/v10n5/v10n5a15.pdf
Cano, J., García-García, E., Torres, R. y Cuenca, N. (2021). Adaptación de la Cédula de Autolesión
(CAL): Propiedades psicométricas y resultados en una muestra de adolescentes. Archivos
Venezolanos de Farmacología y Terapeútica, 40(5)
https://www.redalyc.org/articulo.oa?id=55969711017
Cañón-Buitrago, S., Castaño-Castrillón, J., Garzón González, K., Orrego Quintero, M., Vásquez Diez,
J., Peña Bahos, D.., y Ibachi Delgado, K.. (2021). Frecuencia de conductas autolesivas y factores
asociados en 31 adolescentes escolarizados. Archivos de medicina (Manizales), 21(2).
https://doi.org/10.30554/archmed.21.2.4097.2021
Capa-Luque, W., Bendezú, A. y Fuentes, N. (2019). Construcción y validación de un inventario de
detección de cutting para adolescentes peruanos. Acta Psicológica Peruana, 4(1), 26- 40
http://revistas.autonoma.edu.pe/index.php/ACPP/article/view/165/135
Castañeda, O. y Segura, O. (2020) Violencia autoinfligida: intento de suicidio, suicidio y creencias
actitudinales sobre el comportamiento suicida, Casanare-Colombia, 2013-2017. Salud Jalisco.
pág. 4586
Secretaría de Salud de Casanare, Colombia. https://www.medigraphic.com/pdfs/saljalisco/sj-
2021/sj211b.pdf
Castillo, C. (2019). Construcción de una escala de autolesión para adolescentes en estudiantes de
secundaria del distrito de Independencia, Lima. Tesis de Licenciatura, Universidad Cesar Vallejo]
https://repositorio.ucv.edu.pe/bitstream/handle/20.500.12692/37087/Castillo_MCF.pdf?sequenc
e=1 &isAllowed=y
Castro, J. (2014). Autolesión no suicida en adolescentes peruanas: Una aproximación diagnóstica y
psicopatológica. Revista Neuropsiquiátrica, 77 (4), pp. 226-236.
http://www.scielo.org.pe/pdf/rnp/v77n4/a05v77n4.pdf
Chowanec, G., Josephson, A., Coleman, C., y Davis, H. (1991). Self-harming behavior in incarcerated
male delinquent adolescents. Journal of the American Academy of Child and Adolescent
Psychiatry, 30(2), 202-207. https://doi.org/10.1097/00004583-199103000-00007
De la Cruz, N. (2021). Autolesiones no suicidas y variables sociodemográficas en adolescentes limeños.
Avances en Psicología, 29(1), 59-77. https://doi.org/10.33539/avpsicol.2021.v29n1.2350
Escobedo, M., Hernández, J., Estebané, V. y Martínez, G. (2016). Modelo de ecuaciones estructurales:
características, fases, construcción, aplicación y resultados. Ciencia & Trabajo, 18(55), 16-22.
https://www.scielo.cl/pdf/cyt/v18n55/art04.pdf
Favazza, A. (1996). Bodies under siege: Self-mutilation and body modification in culture and psychiatry
(2nd ed.). Baltimore: Johns Hopkins University Press.
Fleta, J. (2017). Autolesiones en la adolescencia: una conducta emergente. Boletín de la Sociedad de
Pediatría de Aragón, La Rioja y Soria, 47(2), 37- 45.
https://dialnet.unirioja.es/servlet/articulo?codigo=6393711#:~:text=Las%2320autolesiones%20
son%20todas%20aquellas,hombres%2C%20especial mente%20en%20las%20adolescentes.
Gallegos, M., Casapia, Y. y Rivera, R. (2018). Estilos de personalidad y autolesiones en adolescentes
de la ciudad de Arequipa. Revista de Avances en Psicología, 4(2), 143-151.
https://dialnet.unirioja.es/servlet/articulo?codigo=6591759
Garrison, Z., Lewinsohn, P., Marsteller, F., Langhinrichsen, J. y Lann, I. (1991). The assessment of
suicidal behavior in adolescents. Suicide an life-Threatening Behavior, 21(3), 217-231.
pág. 4587
https://www.redalyc.org/pdf/1339/133938134009.pdf
Güemes, M. González, M. y Hidalgo, M. (2017). Pubertad y adolescencia. Adolescere, Revista de
Formación Continuada de la Sociedad Española de Medicina de la Adolescencia, 5(1),7-22.
Gunderson, J. (2010). Revising de borderline diagnosis for DSM-V. An alternative proposal. Journal of
Personality Disorders, 24, 694-708
Hawton K, Fagg J, Simkin S, Bale E y Bond A. (1982). Deliberate self-harm in adolescents in Oxford,
1985–1995. Journal of Adolescence, 23, 47–55. https://doi.org/10.1006/jado.1999.0290
Hernández, R., Fernández, C. y Baptista, M. (2014). Metodología de la investigación.
https://www.uca.ac.cr/wp-content/uploads/2017/10/Investigacion.pdf
Herpertz, S. (1995). Self-injurious behavior. Psychopathological and nosological characteristics in
subtipes of self-injurers. Acta Psychiatrica Scandinava, 91, 57- 68.
https://www.redalyc.org/pdf/778/77823407005.pdf
Hollis, C. (1996). “Depression, family environment and adolescent suicidal behaviour”. Journal of the
American Academy of Child and Adolescent Psychiatry, 35, 622-30.
https://www.aeped.es/sites/default/files/documentos/autolesiones.pdf
Kernberg, O. (1979). Desórdenes Fronterizos y Narcisismo Patológico (Borderline conditions and
pathological narcissism). Barcelona, España: Paidós.
https://scielo.isciii.es/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=006765&pid=S1578-
908X2013000100006 00013&lng=es
Klonsky, E. (2005). The functions of deliberate self-harm in college students. Disertación doctoral,
University of Virginia. Pro Quest information and Learning Company.
Krauskopf, D. (1994) Adolescencia y Educación. Segunda edición. Editorial EUNED. San José.
Krauskopf, D. (1995) Dimensiones del Desarrollo y la Salud Mental en la 75 Adolescencia. En
Indicadores de Salud en la Adolescencia. O.P.S. San José de Costa Rica.
Linehan, M. (1993). Manual de tratamiento de los Trastornos de Personalidad Límite. New York: The
Guilford Press.
https://dspace.palermo.edu/dspace/bitstream/handle/10226/691/Lamaletto%2C%20Carla.pdf?se
que nce=1
pág. 4588
Manrique, M., y Jácobo, A. (2016). Fenómeno de la conducta autolesiva denominada cutting en
adolescentes de Arequipa 2016. (Tesis de licenciatura), Universidad Nacional de San Agustín,
Arequipa.
Mendo, E. y Perez, M. (2022). Construcción y propiedades psicométricas de la escala de violencia
autoinfligida para adolescentes Chiclayo, 2022. [Tésis de licenciatura, Universidad César
Vallejo].
https://repositorio.ucv.edu.pe/bitstream/handle/20.500.12692/107276/Mendo_PE-Perez_GMA-
SD.pdf?sequence=1&isAllowed=y
Merino, C. y Livia, J. (2009). Confidence intervals for the content validity: A Visual Basic computer
program for the Aiken's V. Anales de Psicologia. 25. 169-171.
Nock, M. (2010). Self-injury. Annual Review of Clinical Psychology, 6, 339-63.
doi:10.1146/annurev.clinpsy.121208.131258
Otzen, T. y Manterola, C. (2017). Técnicas de muestreo sobre una población a estudio. Int. J. Morphol.,
35(1), 227-232. http://dx.doi.org/10.4067/S0717-95022017000100037
Organización Mundial de la Salud. (2019). Suicide and self-harm. Regional Office for the Eastern
Mediterranean. (p. 2). Geneva. https://apps.who.int/iris/handle/10665/333478
Pérez, E. y Medrano, L. (2010). Análisis factorial exploratorio: bases conceptuales y metodológicas.
Revista Argentina de Ciencias del Comportamiento, 2(1), 58-66.
https://dialnet.unirioja.es/servlet/articulo?codigo=3161108
Prinstein, M., Heilbron, N., Guerry, J., Franklin, J., Rancourt, D., Simon, V. y Spirito, A. (2010). Peer
influence and nonsuicidal self injury: Longitudinal results in community and clinically-referred
adolescent samples. Journal of Abnormal Child Psychology, 38(5), 669- 682.
Reidl-Martínez, L. (2013). Confiabilidad en la medición. Investigación en Educación Médica, 2(6),
107-111. https://www.scielo.org.mx/pdf/iem/v2n6/v2n6a7.pdf
Rivera, J., Ramírez, V., Rojas, A., Vega, C. y García, M. (2016). Violencia autoinfligida y la adicción al
dolor. Conductas adictivas. Fenómenos biopsicosociales (pp. 67-86).
https://www.researchgate.net/publication/305727546_Violencia_autoinfligida_y_la_adiccion_al
_dolor
pág. 4589
Sadowsky, C. Y Kelly, M. (1993). Social Problem solving in suicidal adolescents. Journal of Consulting
and Clinical Psychology 61, 121 - 7
https://www.aeped.es/sites/default/files/documentos/autolesiones.pdf
Sánchez D, Robles M, y Camacho A. (2021). Self-inflicted injuries in adolescents and young adults: A
longitudinal approach. Psicothema 2020, Vol. 32, No. 3, 322-328.
http://www.psicothema.com/pdf/4608.pdf
Sánchez, H., Reyes, C. y Mejía, K.. (2018). Manuel de términos en investigación científica, tecnológica
y humanística.
https://www.urp.edu.pe/pdf/id/13350/n/libro-manual-de-terminos-en-investigacion.pdf
Simeon & E. Hollander (Eds.), Self-injurious behaviors: Assessment and treatment (pp. 1–28).
American Psychiatric Publishing. https://psycnet.apa.org/record/2001-00110-001
Solis, M. y Gómez, G. (2020). Cuestionario de Riesgo de Autolesión (CRA): propiedades psicométricas
y resultados en una muestra de adolescentes. Revista digital internacional de psicología y ciencia
social, 6(1), 123-141. https://doi.org/10.22402/j.rdipycs.unam.6.1.2020.206.123-141
Suárez, L., Hurtado, I., y Betancurt, L. (2016). Revisión de la literatura sobre el papel del afrontamiento
en las autolesiones no suicidas en adolescentes. Cuadernos Hispanoamericanos de Psicología,
16(1), 41-56. https://dialnet.unirioja.es/servlet/articulo?codigo=5855292
Suyemoto, K. (1998). The functions of self-mutilation. Clinical Psychology review, 18(5), 531-554.
https://www.sciencedirect.com/science/article/abs/pii/S0272735897001050?via%3Dihub
Stänicke, L., Haavind, H., y Gullestad, S. E. (2018). How do young people under- stand their own self-
harm? A meta-synthesis of adolescents' subjective experience of self-harm. Adolesc. Res. Rev. 3,
173–191. https://doi.org/10.1007/s40894-018-0080-9
Unicef (2020). La violencia contra niñas, niños y adolescentes tiene severas consecuencias a nivel
físico, psicológico y social. https://www.unicef.org/ecuador/comunicados-prensa/la-violencia-
contrani%C3%B1s-ni%C3%B1o s-y-adolescentes-tiene-severas-consecuenciasnivel
Ventura-León, J. (2022). De regreso a la validez basada en el contenido. ADICCIONES, 34(4), 323-
326. https://www.adicciones.es/index.php/adicciones/article/view/1213/1038
pág. 4590
Ventura-León, J. y Caycho-Rodríguez, T. (2017). El coeficiente Omega: un método alternativo para la
estimación de la confiabilidad. Revista Latinoamericana de Ciencias Sociales, 15(1), 625-627.
https://www.redalyc.org/pdf/773/77349627039.pdf
Ziaei, R., Viitasara, E., Soares, J., Sadeghi-Bazarghani, H., Dastgiri, S., Zeinalzadeh, A., y Mohammadi,
R. (2017). Suicidal ideation and its correlates among high school students in Iran: a cross-
sectional study. BMC psychiatry, 17(1), 1-7.
https://bmcpsychiatry.biomedcentral.com/articles/10.1186/s12888-017-1298- y
