Introducción

El ingreso en la universidad demanda a los estudiantes desafíos personales importantes en el plano familiar, académico, social y emocional (Baker & Siryk, 1986; Credé & Niehorster, 2012). Con frecuencia, los estudiantes en los primeros años de sus carreras presentan dificultades para adaptarse al nuevo contexto, las cuales pueden verse reflejadas en el bajo desempeño en los estudios, disminución de la satisfacción académica, altos niveles de estrés, depresión y ansiedad; poniendo en riesgo la permanencia en la universidad (Brandy, Penckofer, Solari-Twadell, & Velsor-Friedrich, 2015; Conley, Kirsch, Dickson, & Bryant, 2014; Ibrahim, Kelly, Adams, & Glazebrook, 2013). La incidencia del abandono es sobre todo elevada en estudiantes de primer año; la explicación deriva en las dificultades que los estudiantes de nuevo ingreso presentan en la transición y adaptación académica en términos de autonomía y madurez en la universidad (Araújo, Gomes, Almeida, & Núñez, 2019).

Uno de los recursos que los estudiantes universitarios utilizan para hacerle frente a estas dificultades es el apoyo social. Por ejemplo, algunos estudiantes deben abandonar el domicilio familiar ya que la universidad a la que acuden no está cerca de su residencia y pierden el soporte parental. Para tales estudiantes, es importante crear nuevas redes de apoyo social entre sus compañeros y profesores que apoyen sus vivencias sociales y emocionales. Percibir que se recibe un trato justo y honesto de parte de los compañeros, profesores y demás miembros de la institución, disfrutar de la atmósfera del campus y sus actividades, así como de buenas relaciones personales contribuye a la permanencia de los estudiantes en la universidad (Esteban, Bernardo, Tuero, Cerezo, & Núñez 2016; Motl, Multon, & Zhao, 2018). Estudios recientes muestran la importancia que tiene para el estudiante percibir apoyo social; por lo cual es considerado un predictor valioso para la adaptación y permanencia en este nuevo contexto (Akanni & Oduaran, 2018; Meng, Huang, Hou, & Fan, 2015; Rodríguez, Tinajero, & Páramo, 2017; Salami, 2011).

El apoyo social es considerado un constructo multidimensional. En tal sentido existen diversas formas de conceptualizarlo; por ejemplo puede entenderse como las provisiones instrumentales y/o expresivas, reales o percibidas, que ofrece la comunidad, redes sociales y personas de confianza (Lin, Dean, & Ensel, 1986), o como la percepción individual que cada persona tenga de 6 tipos de provisiones sociales: alianza confiable, orientación, apego, integración social, refuerzo de valía y oportunidad de cuidar (Weiss, 1974). También puede ser entendido como la percepción de las personas a través de 5 dimensiones: dirección (apoyo dado o recibido), disposición (disponible o se está utilizando el apoyo), descripción/evaluación (apoyo social descrito o simplemente evaluado), contenido (emocional, instrumental, de información o la valoración de soporte) y red (familiares, amigos, maestros, etc.) (Tardy, 1985), y como el número personas a la que se puede recurrir y el grado de satisfacción con el apoyo disponible (Sarason, Levine, Basham, & Sarason, 1983).

Para la medición del apoyo social existen varios instrumentos: (1) Social Support Questionnaire es un instrumento compuesto por dos escalas independientes, la primera mide número total de personas que brindan apoyo y la segunda mide la satisfacción con el apoyo recibido (Sarason et al., 1983); (2) The Duke University Functional Social Support, mide el apoyo social funcional en base a la dimensión de apoyo de un confidente y apoyo afectivo (Broadhead, Gehlbach, De Gruy, & Kaplan, 1988); el apoyo social afectivo cubre el apoyo de las personas que se preocupan y de las personas que dan amor y afecto; el apoyo social de confianza cubre oportunidades para hablar sobre problemas personales, financieros o relacionados con el trabajo y la participación en actividades con otros; (3) Escala de Provisiones Sociales (Cutrona & Russell, 1987) mide diferentes funciones del apoyo a través de seis dimensiones: alianza confiable, orientación, apego, integración social, refuerzo de valía y oportunidad de cuidar y (4) Multidimensional Scale of Perceived Social Support (MSPSS) creado por Zimet, Dahlem, Zimet, and Farley (1988). El MSPSS fue creado para medir percepción de apoyo social proveniente de tres fuentes o dimensiones: familia, amigos y otros significativos.

Este último instrumento, tiene como fortalezas: 1) la evaluación de la percepción de apoyo emocional recibido, por tanto, se centra en aspectos subjetivos; 2) precisa y explora el apoyo social proveniente de las tres fuentes de apoyo social más relevantes de cualquier ser humano -familia, amigos-otros significativos-; 3) tiene una presentación clara, breve y de respuesta rápida (Zimet et al., 1988).

El MSPSS es un instrumento de alto reconocimiento para la evaluación del apoyo social percibido, cuenta con estudios de validez y adaptaciones en diferentes países y con diversas muestras. En América, específicamente en Estados Unidos se ha utilizado en muestras de mujeres embarazadas, adolescentes y residentes pediátricos (Zimet, Powell, Farley, Werkman, & Berkoff, 1990); adultos mayores con ansiedad generalizada y sin patologías (Stanley, Beck, & Zebb, 1998); personas con esquizofrenia o trastornos afectivos (Cecil, Stanley, Carrion, & Swann, 1995); adultos mayores con trastornos de ansiedad y sin patologías diagnosticadas (Stanley et al., 1998); mujeres árabes inmigrantes (Aroian, Templin, & Ramaswamy, 2010). En muestra de adultos mayores (Pinto, Lara, Espinoza, & Montoya, 2014) y pacientes diabéticos tipo II (Ortiz-Parada & Baeza-Rivera, 2011) en Chile y con trabajadores (Gabardo-Martins, Ferreira, & Valentini, 2017) en Brasil.

En Asia, se han desarrollado estudios con muestras de jóvenes y adolescentes (Guan, Seng, Hway Ann, & Hui, 2015) y en estudiantes de medicina (Ng, Siddiq, Aida, Zainal, & Koh, 2010) en Malasia; con estudiantes universitarios (Guan et al., 2015), en pacientes que consumen metadona (Zhou et al., 2015) y en adolescentes (Kee-Lee, 2000) en China; con pacientes de psiquiatría, cirugía y normales (Eker, Arkar, & Yaldiz, 2000) y en estudiantes universitarios (Duru, 2007) en Turquía; con estudiantes de medicina y pacientes psiquiátricos (Wongpakaran, Wongpakaran, & Ruktrakul, 2011) en Tailandia; con población adulta con esquizofrenia (Vaingankar, Abdin, & Chong, 2012) en Singapur; con mujeres embarazadas (Akhtar et al., 2010) en Pakistán. En África, con jóvenes con síntomas depresivos y de ansiedad (Bruwer, Emsley, Kidd, Lochner, & Seedat, 2008) en Sudáfrica.

En Europa, con mujeres con hirsutismo y estudiantes de enfermería (Ekbäck, Benzein, Lindberg, & Årestedt, 2013) en Suecia; mujeres en período posparto (Denis, Callahan, & Bouvard, 2015) en Francia; con estudiantes universitarios (Adamczyk, 2013) en Polonia; con prejubilados inscritos en los programas universitarios (López-Ramos, Fernández-Muñoz, Navarro-Pardo, & Murphy, 2017) en España.

El análisis de los estudios mencionados permite confirmar que la validez de constructo del MSPSS es muy estable, en la mayoría se confirma la estructura factorial del instrumento original -tres factores- lo cual es válido por los índices de ajustes obtenidos. Sin embargo, investigaciones confirman una estructura distinta, en China Hong Kong, con muestra de adolescentes encuentran una solución de dos factores (Kee-Lee, 2000) y en Pakistán (Akhtar et al., 2010) confirman un solo factor general. Estas inconsistencias respecto a la estructura factorial de la escala pueden estar dadas por diferentes razones: (1) diferencias en cuanto a la percepción de apoyo en función de cada cultura, de modo que, estudios realizados en culturas muy colectivas donde la distinción entre familia y otros significativos se hace muy difusa (Qadir, Khalid, Haqqani, Medhin, & Huma, 2013); (2) estudios con falta de rigor en el análisis de los datos puesto que utilizan métodos de rotación ortogonal, lo cual no corresponde dado que teóricamente los factores del MSPSS están relacionados; utilizan una muestra muy pequeña o utilizan como método de extracción de factores el análisis de componentes principales, entre otros elementos que producen conclusiones inexactas (Arechabala & Miranda, 2002; Cobb & Xie, 2015); (3) imprecisiones respecto a la calidad del proceso de traducción a otros idiomas; esta ha sido considerada una de las limitaciones a las adaptaciones del MSPSS.

Aunque el MSPSS se ha utilizado en variadas culturas y poblaciones, no se ha encontrado estudios sobre la utilidad en estudiantes universitarios de habla hispana, por tanto, es valioso tener una medida válida y confiable para el contexto de la Educación Superior, que permita evaluar las fuentes de apoyo social. La presente investigación es relevante, en tanto, proporciona información psicométrica sobre el uso de esta escala en el contexto de la Educación Superior chilena haciendo posible que otros estudios identifiquen la fuente de apoyo que los estudiantes perciben como más significativa, contribuyendo así al desarrollo de intervenciones efectivas dirigidas al incremento del apoyo social percibido. En consecuencia, el objetivo de esta investigación es determinar las propiedades psicométricas del MSPSS en estudiantes universitarios chilenos.

Otro aspecto relevante son las diferencias en el modelo según el sexo. En la literatura se han mostrado diferencias significativas respecto a la percepción de apoyo social entre hombres y mujeres, siendo los hombres quienes presentan menor percepción de apoyo (Tayfur & Ulupinar, 2016); sin embargo, no se han encontrado evidencias en cuanto a la invariancia factorial del modelo para hombres y mujeres.

A partir de los antecedentes presentados se plantean las siguientes hipótesis alternativas: H.: El MSPSS posee una estructura unidimensional, es decir, todos los ítems conforman un solo factor; H.: El MSPSS está compuesto por dos factores de primer orden; H.: El MSPSS está compuesto por tres factores de primer orden; H.: El MSPSS está compuesto por tres factores de primer orden y un factor de segundo orden y H.: El MSPSS presentará valores de ajuste adecuados de invarianza factorial en función del sexo.

Método

La presente investigación corresponde a un diseño de tipo instrumental (Ato, López, & Benavente, 2013), orientada al análisis de las propiedades psicométricas del MSPSS (Zimet et al., 1988), a la evaluación de su estructura factorial en una muestra de estudiantes universitarios chilenos; y al análisis de la invarianza factorial en función del sexo.

Participantes

La población fueron estudiantes universitarios de la región del Bio-Bio, para el 2019, esta región contaba con un total de 125.425 estudiantes distribuidos en 9 universidades (SIES, 2017). Se encuestaron a 1975 estudiantes de siete universidades del sur de Chile. Los estudiantes pertenecían a diferentes carreras de las áreas de Ciencias Básicas, Ingeniería, Educación, Salud, Ciencias Sociales, Humanidades, Arte, Arquitectura, Administración y Comercio, de estos 888 hombres (44.962%) y 1087 mujeres (55.031%). Sus edades estuvieron comprendidas entre 17 y 25 años (.=19.293; DE=1.349) de estos el 89% de los estudiantes se encontraban cursando el primer año de la universidad y el 11% restante, corresponde a estudiantes de segundo año. En la Tabla 1, se describen los participantes según el área científica a la cual pertenece su carrera para la Organización para la Cooperación y el Desarrollo Económico (OCDE).

Instrumento

El MSPSS fue creado para medir percepción de apoyo social proveniente de tres fuentes: familia, amigos y otros significativos. Es un instrumento de auto-informe con una escala de respuesta de tipo Likert y va desde 1=muy en desacuerdo hasta 7=muy de acuerdo. Está compuesto por 12 ítems organizados en 3 dimensiones de 4 ítems cada una: (1) Familia “Mi familia me da la ayuda y apoyo emocional que requiero”, Amigos “Puedo conversar de mis problemas con mis amigos” y (3) Otros significativos “Cuando necesito ayuda, sé que hay alguien que me puede apoyar”. En cuanto a la fiabilidad de las dimensiones reportada por sus autores esta fue heterogénea (α=.85 familia, α=.87 amigos y .91 otros significativos) (Zimet et al., 1988). En esta investigación se utilizó la versión en idioma español de Arechabala y Miranda (2002). Este estudio confirmó una estructura factorial de dos dimensiones y la fiabilidad fue de (α=.86 familia y otros significativos y α=.88 amigos).

Procedimiento

Los datos fueron recogidos en el marco de aplicaciones de un proyecto de investigación más amplio. Los coordinadores del proyecto contactaron e informaron a las autoridades de las universidades participantes (decanos y jefes de carrera) las características del estudio; quienes aceptaron participar, completaron la autorización correspondiente y presentaron disponibilidad de fechas para las aplicaciones. Los encuestadores accedieron a las salas de clases, invitaron a los estudiantes a participar explicando sobre qué trataba el estudio. Los estudiantes dispuestos firmaron el consentimiento informado y procedieron a responder el instrumento.

La validez del instrumento se realizó mediante análisis factoriales confirmatorios de manera exploratoria, para evaluar la estructura subyacente del MSPSS y comparar sus ajustes (Bollen, 1989). Se utilizó el test multivariado de Mardia para el análisis de la normalidad multivariada. La estimación de los parámetros se realizó con el estimador MLR (Maximum Likelihood Robust); éste permite tratar las variables como continuas (escala ordinal de 7 puntos) y no requiere el cumplimiento de los supuestos de normalidad, puesto que se considera lo suficientemente robusto como para detectar un efecto cuando este realmente existe (Lloret-Segura, Ferreres-Traver, Hernández-Baeza, & Tomás-Marco, 2014). Se utilizó el software MPlus 7.11 (Muthén & Muthén, 1998-2017).

Los índices considerados para evaluar el ajuste del modelo fueron: χ2 Chi Cuadrado, RMSEA (Root Mean Square Error of Approximation), SRMR (Standardised Root Mean Square Residual), CFI (Comparative fit index) y TLI (Índice de Tucker-Lewis). Los criterios de análisis considerados fueron los siguientes: índices de Chi-cuadrado, se espera encontrar valores no significativos. La raíz cuadrada media de error de aproximación (RMSEA) considera un buen ajuste cuando existen valores entre.050-.080 y un intervalo de confianza al 90% (I.C.) entre .000 - .050; el índice de ajuste comparativo (CFI) y índice de Tucker-Lewis se esperan valores superiores a .950 (Brown, 2014; Geiser, 2012; Hair, Black, Babin, & Anderson, 2014). La consistencia interna del instrumento fue estimada mediante el coeficiente omega, para el alfa de Cronbach se utilizó el software libre JASP v. 0.8.3.1 (JASP Team, 2017); se esperan encontrar valores superiores a .700 (Luján-Tangarife & Cardona-Arias, 2015). Se utilizó el programa estadístico SPSS 21 (IBM, 2011) para el análisis de estadísticos descriptivos de la muestra normativa chilena.

Para la evaluación de la invarianza factorial, el marco de referencia fue el análisis factorial confirmatorio (AFC) basado en la estructura de medias y covarianzas (MACS) (Meredith, 1993). Para ello, se compararon jerárquicamente siete modelos anidados comenzando con el esquema configural que sirvió como punto de partida. Considerando que el instrumento tiene un esquema compuesto por tres factores de primer orden y uno de segundo orden, se examinaron los cuatro niveles de invarianza recomendados utilizando el sexo como característica sociodemográfica de agrupación, pero incorporando tanto las variables observadas como las latentes. Específicamente, los modelos evaluados fueron:

(1) Modelo configural (modelo 1): modelo sin restricciones en el que los parámetros fueron estimados libremente. Este esquema sirvió como referencia para los demás y se empleó para establecer el primer nivel de invarianza conocida como configural.

(2) Modelo con cargas factoriales de primer orden restringidas (modelo 2): en este caso se impuso la condición de que las cargas factoriales de primer orden fueran iguales entre varones y hembras. A este tipo de invarianza se le define como métrica o débil.

(3) Modelo con cargas factoriales de segundo orden restringidas (modelo 3): el siguiente nivel implicó, además de las limitaciones anteriores, la igualdad de los coeficientes de regresión de las variables latentes.

(4) Modelo con interceptos de primer orden restringidos (modelo 4): en esta oportunidad se agregó otro impedimento que consistió en forzar los interceptos de los elementos o ítems para que fuesen iguales entre adolescentes masculinos y femeninos, lo cual, de comprobarse, aportaría evidencias a favor de la invarianza escalar o fuerte.

(5) Modelo con interceptos de segundo orden restringidos (modelo 5): además de la condición anterior, se impuso en este modelo la igualdad entre los participantes de los interceptos vinculados con los factores de segundo orden o medias.

(6) Modelo con varianza residual restringida (modelo 6): en este esquema se restringieron todos los parámetros previos más los residuales asociados a los reactivos. De verificarse esta suposición, se estaría estableciendo el primer nivel de invarianza estricta.

(7) Modelo con perturbaciones restringidas (modelo 7): por último, se fijó la varianza de las variables latentes o perturbaciones para que fueran iguales en ambos grupos.

El procesamiento y análisis de los datos fue ejecutado con el programa R-Studio (versión 1.3.1073), específicamente con los paquetes Lavaan, Semtools, Semplot, Mvn, Mvnoutlier, entre otros.

Resultados

En la Tabla 2 se presentan los estadísticos descriptivos para los 12 ítems del MSPSS. Todos los ítems obtuvieron puntajes ligeramente superiores al punto medio de la escala, siendo el ítem 4 el que tuvo mayor grado de acuerdo. En cuanto al análisis univariado de los datos, la asimetría y la curtosis muestran que la mayoría de los ítems estuvieron dentro del rango esperado teóricamente de -2 y +2 (Bandalos & Finney, 2010) solo el ítem 4, referido a “Tengo la seguridad que mi familia trata de apoyarme” presentó una curtosis ligeramente superior, indicando que las respuestas de los participantes se agrupan en mayor medida en las puntuaciones intermedias de la escala. El test multivariado de Mardia (1970), indicó que la distribución de los datos no es similar a la de una distribución normal (.<.001).

Propiedades Psicométricas del MSPSS

Con el objetivo de evaluar la estructura factorial del MSPSS se emplearon análisis factoriales confirmatorios de manera exploratoria (Bollen, 1989; Schmitt, 2011) estos análisis permiten modelar distintas estructuras factoriales en coherencia con la evidencia de los resultados obtenidos en otras investigaciones. En la Tabla 3 se presentan los resultados del ajuste obtenido para los diferentes modelos probados.

Inicialmente, se realizó el análisis del ajuste de modelo considerando una distribución unifactorial de los ítems, en base a los resultados obtenidos por (Akhtar et al., 2010). En el caso de los resultados de esta investigación, el análisis factorial mostró bajo ajuste de los datos, puesto que los índices obtenidos no cumplieron con los criterios adecuados sugeridos en la literatura RMSEA ≤.070 (Hu & Bentler, 1999; Steiger, 2007); CFI y TLI >.950 y SRMR <.080 (Hair et al., 2014); lo que indicó que el MSPSS no ajusta en una estructura de una sola dimensión.

El primer y segundo modelo, evaluaron la estructura factorial de primer orden compuesta por dos factores, la distribución escogida corresponde a los hallazgos reportados por Kee-Lee (2000) y Arechabala and Miranda (2002) índices de ajuste fuera del rango de lo esperado teóricamente, indicando un ajuste pobre del modelo. Se presentan un valor significativo del test Chi-Cuadrado, el RMSEA es superior al rango recomendado .050 - .080, esperándose valores inferiores a este criterio y el índice de ajuste comparativo no se encuentra dentro del rango >.950 (Geiser, 2012). Estos resultados indicaron que el MSPSS no presenta una estructura de primer orden con factores fusionados en ninguna de sus posibles combinaciones.

Abreviaturas: OS= otros significativos, F= familia, A= amigos, AFC= Análisis Factorial Confirmatorio

Los modelos 3 y 4, presentan un modelo recursivo de tres dimensiones que constituyen un factor general. Estas propuestas de estructura factorial indican un ajuste a los datos significativamente superior a los modelos anteriores; ambos coinciden en sus índices de ajuste. Esta similitud estadística es habitual encontrarla cuando hay niveles equivalentes de ajuste en modelos con factores correlacionados (modelo 3) y factores de segundo orden (modelo 4); dado que se presenta una estructura factorial con todos los factores relacionados entre sí, lo que supone indirectamente la existencia de un factor latente, que explica al mismo tiempo esas relaciones (Bentler, 2005).

Como se observa en la Tabla 3, el modelo 4 de segundo orden de tres factores presenta un adecuado ajuste a los datos y es coherente con el planteamiento teórico del MSPSS; por lo tanto, se concluye que el MSPSS está conformado por tres factores específicos, proveniente de la evaluación de tres fuentes de apoyo, que permiten dar cuenta del constructo de apoyo social percibido.

En tal sentido, el análisis de validez considerado para analizar es el correspondiente al modelo 4. En la Tabla 4 se reportan las cargas factoriales obtenidas de los tres factores propuestos para el análisis; todos presentaron cargas significativas en el factor de segundo orden. En general, los ítems presentaron cargas adecuadas en cada factor, confirmándose las dimensiones de (a) Familia, (b) Amigos y (c) Otros significativos como dimensiones específicas que pueden ser agrupadas en un factor general (Ver Tabla 4).

En cuanto a las correlaciones de los ítems del MSPSS, en la Tabla 5 se observa que todos los ítems tuvieron correlaciones significativas y de magnitud alta con la dimensión a donde corresponden, lo que refleja niveles de asociación adecuados en todos los ítems del instrumento con respecto a sus dimensiones.

Confiabilidad

La confiabilidad se calculó mediante el índice de alfa de Cronbach (α) y el coeficiente Omega (ω) de McDonalds (1978). Se elige este último test porque diferentes investigadores sugieren usarlo para garantizar mayor precisión en el cálculo de la fiabilidad, en tanto, su cálculo no depende del número de ítems ni de las opciones de respuesta como el alfa, sino de las cargas factoriales (Ventura-León & Caycho-Rodríguez, 2017). Basado en estos análisis, los factores “Familia” y “Amigos” y “Otros significativos” obtuvieron valores de confiabilidad adecuados a lo esperado teóricamente. Estos coeficientes sugieren que este instrumento es una medida fiable de apoyo social percibido para estudiantes universitarios, ver Tabla 6.

Invarianza Factorial

Los hallazgos sustentan la invarianza factorial de la escala MSPSS. Como se muestra en la Tabla 7 los cambios en el CFI, RMSEA y SRMR fueron en todo momento inferiores a los puntos de corte sugeridos. No obstante, la diferencia ajustada en los estadísticos chi-cuadrado fue significativa cuando se compararon los modelos 3, 4 y 5 con los esquemas predecesores (Tabla 7). Esto podría reflejar violaciones a la equivalencia métrica, escalar y residual; sin embargo, probablemente éstas sean discrepancias provocadas por el tamaño muestral de esta investigación. En consecuencia, no hay razones de peso para rechazar la invarianza factorial del instrumento psicométrico evaluado.

Referencias

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Notas de autor

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