INTRODUCCIÓN

El período de los años noventa representó una inflexión en el estudio del perfeccionismo, debido a que algunos autores propusieron estudiarlo como un constructo multidimensional, en contraposición ante perspectiva unidimensional instaurada. El estudio de la conducta perfeccionista desde la aproximación multidimensional contribuyó de manera promisoria a una descripción y evaluación más precisa de esta conducta. Desde esta aproximación, la persona perfeccionista se caracteriza por instaurar metas personales demasiado altas, valorar excesivamente el orden y la organización, juzgar de manera inadecuada sus metas y experimentar incertidumbre acerca de su rendimiento^1,2.

Considerar el perfeccionismo como un constructo multidimensional, permitió conocer a profundidad entre los aspectos inter e intrapersonales de dicha conducta; las investigaciones de^3,4, avalaron esta propuesta y sugirieron tres dimensiones: perfeccionismo auto-orientado, perfeccionismo orientado hacia otros y perfeccionismo establecido socialmente. Se considera que la importancia de estudiar el perfeccionismo reside en que esta conducta está asociada a diversos problemas clínicos como la depresión^5,6, la ansiedad^2,7,8, los trastornos de la conducta alimentaria^9,10, la fobia social¹¹, alcoholismo, disfunción eréctil¹; y se establece como el segundo criterio para el diagnóstico del trastorno obsesivo-compulsivo de la personalidad en el Manual Diagnóstico y Estadístico de los Trastornos Mentales¹². No obstante, es erróneo suponer que el perfeccionismo sólo se asocia a aspectos patológicos, ya que además está relacionado con aspectos saludables como la organización, los logros académicos, el afecto positivo y la disciplina^5,6,13,14.

Siguiendo esta línea y a partir de los efectos que la conducta perfeccionista tiene sobre la salud física y emocional, se proponen al menos tres bipolos: normal vs. neurótico¹⁵, positivo vs. negativo¹⁶, saludable vs. no saludable¹¹. Precisamente esta última clasificación es aprobada por un número sustancial de investigadores y ha tenido apoyo empírico considerable. De hecho, en los instrumentos que evalúan el perfeccionismo se identifican dimensiones que miden aspectos tanto saludables como no saludables.

Por otro lado, el estudio del perfeccionismo desde una mirada multidimensional tuvo un gran impacto en la forma de evaluación de esta conducta, a tal punto de que los instrumentos que consideraban al perfeccionismo como un constructo unidimensional, fueron rotundamente cuestionados^17,18 por presentar resultados inconsistentes respecto a su fiabilidad y validez^19-21. Debido a ell¹., construyeron la Multidimensional Perfectionism Scale (MPS) reuniendo seis aspectos relevantes para medir el perfeccionismo. La MPS está compuesta por 35 ítems de cinco opciones de respuesta tipo Likert. Según establecen los autores, la versión original fue validada con una muestra de mujeres universitarias, identificando seis dimensiones que explicaron el 53% de la varianza: Las exigencias personales, la preocupación por los errores, las dudas sobre acciones, las expectativas paternas, las críticas paternas, y la organización; y en términos de consistencia interna, posee una adecuada fiabilidad¹. Cabalmente, estudios posteriores han mostrado que el instrumento tiene adecuada consistencia interna, tanto para la puntuación total como para cada una de las dimensiones o factores^22-26. De acuerdo a la estructura factorial de la MPS, otras investigaciones concuerdan con la misma estructura original de seis dimensiones^25,26; sin embargo, algunos autores han encontrado diferentes estructuras factoriales, como el caso de cinco dimensiones^9,22, de cuatro dimensiones^24,23,27 y de tres dimensiones². Debido a ello, se considera que la falta de precisión frente a la estructura factorial de la MPS puede explicarse por tres razones: traducciones inadecuadas, sensibilidad del instrumento y variables socioculturales. Consecuentemente de ello, debe concebirse más evidencia que contribuya a precisar la estructura factorial de la escala, para mediciones más exactas de este constructo.

La MPS ha sido traducida a varios idiomas y ha mostrado ser un instrumento útil para medir el perfeccionismo desde una mirada multidimensional, sin embargo, no existen estudios sobre sus propiedades psicométricas en la cultura ecuatoriana. Por ello, el propósito de la presente investigación fue evaluar la estructura factorial y consistencia interna de la MPS en estudiantes universitarios ecuatorianos.

MÉTODOS

Diseño

Se realizó la traducción y adaptación lingüística y cultural de la escala, así como un estudio instrumental, descriptivo transversal para determinar su validez y fiabilidad.

Participantes

La población de estudio estuvo conformada por una muestra no probabilística accidental²⁸, de n=1172 (edad: M=21,99; DT=2,49; 58.6% mujeres y 41,4% hombres) estudiantes de licenciatura de Psicología de la Universidad Católica de Cuenca de Ecuador. En tanto a los criterios de inclusión se consideraron a los estudiantes universitarios de Psicología que hayan firmado el consentimiento informado y como criterio de exclusión a los participantes que estén bajo el efecto de estupefacientes o drogas, excepto el tabaco.

Instrumentos

Multidimensional Perfectionism Scale¹. Instrumento de medida del perfeccionismo, conformado por un cuestionario autoaplicado de 35 ítems medidos por una escala tipo Likert de cinco opciones de respuesta, que van desde 1 “totalmente en desacuerdo” hasta 5 “totalmente de acuerdo”. En cuanto a su composición interna y fiabilidad, el cuestionario está conformado por seis dimensiones que explican el 53,60% de la varianza: Exigencias personales Personal Standards (α=0,83), Preocupación por los errores Concern over Mistakes (α=0,88), Dudas sobre acciones Doubts about Actions (α=0,77), Expectativas paternas Parental Expectations (α=0,84), Críticas paternas Parental Criticism (α=0,84), y Organización Organization (α=0,93). Posee una adecuada fiabilidad para el total de la escala (α=0,90). La interpretación se realiza con la suma de la totalidad de sus ítems o con la suma específica de cada subescala.

Cuestionario Sociodemográfico. Se elaboró una encuesta corta que recolecta datos personales como la edad, género y el nivel de estudio.

Procedimiento

El estudio se llevó a cabo entre diciembre de 2017 y mayo de 2018 y constó de dos etapas. En la primera se realizó la traducción y adaptación lingüística y cultural del cuestionario original según las recomendaciones que existen al respecto^29-32 aunando esas pautas con las normas de la International Test Comission^33,34. Para ello, se recurrió a dos traductores bilingües que tradujeron el cuestionario original al castellano de manera independiente, generándose dos versiones. A continuación, otros dos traductores realizaron la retrotraducción de ambas versiones al inglés^29,35. Las traducciones ordenadas fueron cotejadas por un panel de expertos en psicometría (dos especialistas) que comprobaron su equivalencia conceptual, revisaron las divergencias y eligieron los términos que guardaban mayor similitud con los usados en el contexto ecuatoriano. Las sugerencias contribuidas se consensuaron con el investigador principal. Se obtuvo así una primera versión ecuatoriana con la que, a partir de una muestra (n=29) de estudiantes universitarios ecuatorianos, se hizo un estudio piloto para evaluar su comprensión y factibilidad^36,37, tras la cual se aseguró su semántica, considerando la versión definitiva del cuestionario.

El Comité de Ética de Investigación en Seres Humanos (CEISH) de la Universidad Católica de Cuenca aprobó el estudio lo que incluyó un consentimiento informado, el cual se construyó de acuerdo con el código ético de la APA para la investigación y confidencialidad de los datos³⁸, los estudiantes que desearon participar en el estudio de forma voluntaria procedieron a firmar el documento por escrito. El proceso de recolección de los datos se realizó en horario docente resaltando el carácter anónimo de la información recolectada³⁹. En esta segunda etapa se realizó un estudio descriptivo y transversal para analizar las propiedades psicométricas del instrumento y respaldar su uso en el contexto para el que se adapta^29,40, todo esto con el fin de garantizar la calidad de las futuras mediciones⁴¹, para ello se utilizó la versión ecuatoriana del EMP, así como un breve cuestionario con datos sociodemográficos.

Análisis de datos

Se realizó un análisis descriptivo de la muestra resumiendo las variables sociodemográficas, así como el estudio de normalidad univariada y multivariada (Coeficiente de Mardia) en la matriz de los datos de las variables observadas.

Por lo que respecta a la estructura interna, y con el fin de determinar las dimensiones subyacentes del EMP, se usó un procedimiento de validación cruzada. Para ello se dividió aleatoriamente la muestra en dos mitades. La primera submuestra (n1 =586) fue empleada para realizar un análisis factorial exploratorio (AFE). Previamente se evaluó la pertinencia de este mediante la prueba de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) y la prueba de esfericidad de Bartlett. En el estudio realizado¹, se utilizó análisis por componentes principales como el método para la extracción de factores, así como el método ortogonal varimax para la obtención de la matriz rotada, encontrándose los factores correlacionados en el estudio citado. Sin embargo, en la presente investigación, en particular para no cometer complicaciones debido al empleo injustificado del “pack” conocido como “Little Jiffy”: componentes principales - valores propios mayores que uno o regla de Kaiser - rotación varimax⁴², en el presente estudio, al conocerse la falta de normalidad multivariante, el estimador utilizado fue el de mínimos cuadrados no ponderados (Unweighted least squares, ULS); el procedimiento escogido para determinar el número de dimensiones fue el de implementación óptima del análisis paralelo (Parallel Analysis, PA)⁴³ un método frecuentemente recomendado para evaluar la dimensionalidad de un conjunto de variables. Este método es conocido por ejecutarse en diferentes variantes, que pueden producir diferentes indicaciones de dimensionalidad, por lo que se considera el método más apropiado para evaluar el número de factores comunes subyacentes a las variables ordenadas⁴³; y se optó por el método de rotación oblicuo Promin⁴⁴, que permite que todos los factores correlacionen entre sí.

Con la segunda submuestra (n₂= 586) se efectuó un análisis factorial confirmatorio (AFC) para comprobar la estructura obtenida con el análisis paralelo (PA). De acuerdo con el incumplimiento del supuesto de normalidad multivariante en la matriz de datos, del mismo modo el método estimación fue de Mínimos cuadrados no ponderados (Unweighted least squares, ULS), este método permite obtener estimaciones adecuadas de los modelos sin el requisito de la distribución normal de las variables utilizadas⁴⁵. El ajuste del modelo se evaluó utilizando diversos indicadores: Índice de bondad de ajuste (GFI, Goodness-of-fit), Índice de Ajuste Normado (NFI, Normed Fit Index) y el Índice ajustado de bondad de ajuste (AGFI, Adjusted goodness-of-fit) del cual los valores iguales o superiores a 0,90 se interpretan como indicadores de un ajuste aceptable⁴⁶. También se obtuvo la Raíz Cuadrada Media Residual (RMR, Root Mean Square Residual), del cual un valor pequeño se interpreta como un buen modelo⁴⁷.

Una vez establecida la estructura factorial, para conocer la fiabilidad de la escala se empleó el coeficiente alfa (α) de Cronbach⁴⁸ y el coeficiente Omega (ω) de⁴⁹. El coeficiente Omega es un estimador de confiabilidad relativamente nuevo utilizado en los modelos factoriales⁵⁰, manejado por su mayor sensibilidad en comparación con otros estimadores⁵¹, así como su solidez al muestrear poblaciones heterogéneas y el riesgo reducido de sobreestimar la confiabilidad⁵². Este coeficiente no requiere ausencia de errores correlacionados, que son limitaciones del alfa de Cronbach^50,53. En el presente estudio se consideraron los valores de fiabilidad aceptables por encima de 0,70⁵⁴.

Los análisis estadísticos se realizaron con tres programas computacionales: el software Factor vers. 10.8.02⁴²; el paquete estadístico AMOS vers. 24.0.0, SPSS⁵⁵ incorporado el plugin-AMOS “Model Fit Measures”⁵⁶, basados en los criterios de ajuste del modelo⁴⁶; y el software JASP 0.9.2⁵⁷.

RESULTADOS

Traducción y adaptación lingüística y cultural

Los 35 ítems del cuestionario no presentaron ninguna dificultad y fueron traducidos de manera literal, así mismo, no se realizaron modificaciones menores utilizando expresiones que alteraran el sentido del ítem. El estudio piloto realizado con una muestra de la población diana (n=35) confirmó la adecuada factibilidad del cuestionario. Con relación a la comprensión de los ítems, el 95% de los estudiantes universitarios confirmó que el instrumento era sencillo y fácil de entender; el tiempo medio de cumplimentación fue inferior a los 10 minutos.

Datos descriptivos

Las dos submuestras del procedimiento de validación cruzada no presentaron diferencias significativas en función del género, pero sí de la edad. Las pruebas de normalidad multivariante de Mardia indican la ausencia de normalidad en las variables observadas para ambas submuestras (Tabla 1).

Tabla 1. Estadísticos descriptivos y contraste de normalidad multivariante

Negrita: diferencia significativa (nivel .05)

Validez de estructura interna

Con la primera submuestra (n₁ =586) se llevó a cabo la extracción de factores con el método PA de rotación promin y para la conformación de los factores se consideraron los criterios de: 1) valor propio superior a uno, 2) carga factorial mayor a 0,30, 3) congruencia teórica entre los reactivos de un factor, y 4) más de tres reactivos agrupados en un factor. Los datos de la matriz de correlaciones resultaron adecuados para este tipo de análisis [prueba de esfericidad de Bartlett (595) =9253,0; p < 0,0005; Índice Kaiser-Meyer-Olkin=0,941]. Se extrajeron seis factores, de acuerdo con la regla de autovalores mayores a uno. Esta solución explicó el 59,02% de la varianza. Al analizar los factores obtenidos se encontró que los reactivos agrupados en los seis factores mostraron congruencia conceptual, excepto los ítems: 3, 24, 25, 28 y 30 que saturaron con cargas bajas en más de un factor, y no a lo esperado teóricamente, debido a este motivo fueron depurados; esta decisión fue apoyada por la estructura obtenida en el Scree test, ya que también indicó la congruencia de los seis factores. En la Tabla 2 se recogen las saturaciones de la matriz de configuración rotada: el primer factor estaría formado por ocho ítems relacionados a la preocupación por los errores; el segundo agruparía seis ítems relacionados a la organización; el tercero estaría formado por tres ítems relacionados a las críticas paternas; el cuarto estaría agrupado por tres ítems, relacionados a las dudas sobre las acciones; el quinto estaría agrupado por cinco ítems relacionados a las exigencias personales; y el sexto factor estaría formado por cinco ítems relacionados a las expectativas paternas.

Nota. En negrita: cargas factoriales >0.30 en valor absoluto. Sombreado: factor agrupado teóricamente.

Con la segunda submuestra (n₂ =586) este modelo de seis factores fue sometido a un análisis factorial confirmatorio con el método de estimación de mínimos cuadrados no ponderados (ULS). Se permitió que las covarianzas entre las unicidades de varios ítems se estimaran libremente, atendiendo a la similar formulación semántica de los ítems y los índices de modificación. En la Tabla 3 se muestran los parámetros estandarizados del modelo final, cuyo ajuste fue bueno46,58 [x² (390) = 3856.954; GFI = .93; AGFI = .91; NFI = .90; RMR = .11] y la matriz de covarianzas en anexos. Todas las cargas factoriales y las correlaciones factoriales resultaron estadísticamente significativas (p < 0.001).

Tabla 3. AFC: Pesos de regresión estandarizados del modelo evaluado.

Fiabilidad:

La consistencia interna de las puntuaciones fue variante, para los coeficientes alfa de Cronbach y Omega de McDonald: para el factor 1 (ocho ítems) α=0.81, ω=0.82; factor 2 (seis ítems) α=0.89, ω=0.89; factor 3 (tres ítems) α=0.63, ω=0.65; factor 4 (tres ítems) α=0.60, ω=0.61; factor 5 (cinco ítems) α=0.68, ω=0.71; el factor 6 (cinco ítems) α=0.70, ω=0.72; respectivamente. El total de la escala posee tanto un alfa de Cronbach, como un coeficiente omega de McDonald del mismo valor, i.e., 0.87.

DISCUSIÓN

Tras un proceso de traducción y validación se ha obtenido una versión ecuatoriana del EMP, cuestionario de medida del perfeccionismo (Anexo 1).

Multidimensional Perfectionism Scale MPS (versión ecuatoriana)

Por favor, ponga una X en el casillero con el número que mejor corresponda a su grado de acuerdo en cada ítem. Utilice la clasificación siguiente:

El nuevo instrumento es similar al concebido por los autores, por lo que la versión ecuatoriana presenta levemente diferencias semánticas con el documento en inglés. Durante la traducción no se detectaron dificultades significativas de comprensión, ni diferencias importantes entre los términos elegidos. Efectuar una adecuada traducción es esencial: uno de los sesgos que suele encontrarse en los cuestionarios adaptados es que no se lleva a cabo una equivalencia conceptual entre las diferentes culturas⁴¹; y, en esta línea, cuanta mayor diferencia haya con la escala original mayor posibilidad de evaluar concepciones distintas⁵⁸. Sin olvidar que una excelente equivalencia facilita el intercambio de información entre la comunidad científica^35,41. Considerando lo anterior, se trata de un instrumento de fácil y rápida aplicación. En tanto al estudio piloto realizado con una muestra de la población diana confirmó la adecuada factibilidad de la escala, considerando que los ítems eran comprensibles y adecuados para su uso por profesionales ecuatorianos. En relación con esto hay que señalar la importancia de que el cuestionario utilice un lenguaje sencillo para así evitar sesgos^37,41

En lo que concierne a la estructura factorial, cabe señalar que los seis factores aquí derivados agruparon únicamente 30 de los 35 ítems de la MPS. Este resultado es análogo a estudios previos^{9,22,23,25-27,59,60}donde se refleja que varios ítems agrupan en distintos factores y no como se establece en el modelo original. Las discrepancias entre las numerosas soluciones factoriales halladas, se deben al tratamiento que reciben los ítems problemáticos, bien por tener saturaciones superiores en más de un factor o bien por saturar de forma predominante en un factor que no se corresponde a las dimensiones propuestas originalmente. Este hecho apoya la propuesta de trabajar con una versión más breve de la escala²⁴.

En relación con esto, la implicación de trabajar con versiones diferentes resulta inverosímil realizar comparaciones directas entre las puntuaciones obtenidas tanto en el presente estudio, como en versiones distintas, a ello se suma, la importancia de que la mayor parte de estudios de validación están conformados por estudiantes universitarios, lo cual afecta no sólo a las respuestas de los ítems, sino a la misma estructura factorial de la escala.

Por otro lado, el uso de las seis subescalas es totalmente justificable desde la perspectiva psicométrica, así como desde el punto de vista teórico, debido a que se detalla la totalidad del constructo⁶¹ tal y como se relata en el presente estudio.

Los resultados ponen de manifiesto, asimismo, que la versión ecuatoriana tiene adecuadas características psicométricas: la consistencia interna global es adecuada. La MPS mostró adecuada consistencia interna (0,87) y es similar a la obtenida en otros estudios, cuyos valores se encuentra entre los umbrales de 0,85 y 0,90 ^22,1,25,9. En el caso de los factores derivados, se encontró que los factores tres, cuatro y cinco obtuvieron coeficientes menores a 0,70 sugerido por⁴⁸. Este resultado puede explicarse considerando que dichos factores agruparon pocos ítems en cada uno de ellos; al respecto se ha señalado que el valor de este coeficiente es sensible al número de ítems⁶², por tanto, debe interpretarse basándose en ello y no de manera absoluta.

En cuanto a las limitaciones, habría que mencionar la posible existencia de los sesgos derivados de la población de estudio, ya que al ser una muestra universitaria no permite conocer la dimensionalidad del constructo clínicamente. Otra limitación es que no se pudo evaluar la validez convergente de la escala, ya que no se dispone de otros instrumentos validados en Ecuador para realizar una medición alternativa.

En conclusión, tras un proceso de traducción y validación de la EMP se ha obtenido un cuestionario versión ecuatoriana cuyas puntuaciones pueden considerarse válidas y fiables. Puede también afirmarse que esta versión es similar al instrumento original desde el punto de vista semántico. Esto hace pensar que se trata de una herramienta pertinente para evaluar los niveles de perfeccionismo, característica comúnmente asociada a varias patologías mentales. Conociendo este dato se pueden diseñar de manera más acertada los contenidos de las actividades de formación y planificar de mejor manera las intervenciones.

REFERENCIAS BIBLIOGRÁFICAS

1.Frost, R. O., Marten, P., Lahart, C. & Rosenblate, R. (1990). The dimensions of perfectionism. Cognitive Therapy and Research, 14(5),449-468. http://dx.doi.org/10.1007/BF01172967

2.Purdon, C., Antony, M. M., & Swinson, R. P. (1999). Psychometric properties of the Frost Multidimensional Perfectionism Scale in a clinical anxiety disorders sample. Journal of Clinical Psychology, 55(10),1271-1286. https://doi.org/10.1002/(SICI)1097-4679(199910)55:10<1271::AID-JCLP8>3.0.CO;2-A

3. Flett, G. L. & Hewitt, P. L. (2002). Perfectionism and maladjustment: an overview of theoretical, definitional, and treatment issues. En G. L. Flett & P. L. Hewitt (Eds.), Perfectionism. Theory, research and treatment (pp. 5-31). Washington, DC: American Psychological Association. http://dx.doi.org/10.1037/10458-001

4. Flett, G. L., Hewitt, P. L., & Dyck, D. G. (1989). Self-oriented perfectionism, neuroticism and anxiety. Personality and Individual Differences, 10(7),731-735.

5. Cox, B. J., Enns, M. W., & Clara, I. P. (2002). The multidimensional structure of perfectionism in clinically distressed and college student samples. Psychological assessment, 14(3),365.

6. Klibert, J. J., Langhinrichsen-Rohling, J., & Saito, M. (2005). Adaptive and maladaptive aspects of self-oriented versus socially prescribed perfectionism. Journal of College Student Development, 46(2),141-156.

7. Antony, M. M., & Swinson, R. P. (2009). When perfect isn't good enough: Strategies for coping with perfectionism. New Harbinger Publications.

8. Norman, R. M., Davies, F., Nicholson, I. R., Cortese, L., & Malla, A. K. (1998). The relationship of two aspects of perfectionism with symptoms in a psychiatric outpatient population. Journal of Social and Clinical psychology, 17(1),50-68.

9. Franco Paredes, K., Mancilla-Díaz, J. M., Álvarez Rayón, G., Vázquez Arévalo, R., & López Aguilar, X. (2010). Estructura factorial y consistencia interna de la Escala Multidimensional de Perfeccionismo. Revista Mexicana de Psicología, 27(2).

10. Shafran, R., Cooper, Z., & Fairburn, C. G. (2002). Clinical perfectionism: A cognitive–behavioural analysis. Behaviour research and therapy, 40(7),773-791.

11. Antony, M. M., Purdon, C. L., Huta, V., & Swinson, R. P. (1998). Dimensions of perfectionism across the anxiety disorders1. Behaviour Research and Therapy, 36(12),1143-1154

12. American Psychiatric Association. (2013). Diagnostic and statistical manual of mental disorders (DSM-5.). American Psychiatric Pub.

13. Fedewa, B. A., Burns, L. R., & Gomez, A. A. (2005). Positive and negative perfectionism and the shame/guilt distinction: Adaptive and maladaptive characteristics. Personality and individual differences, 38(7),1609-1619.

14. Frost, R. O., Heimberg, R. G., Holt, C. S., Mattia, J. I., & Neubauer, A. L. (1993). A comparison of two measures of perfectionism. Personality and individual differences, 14(1),119-126. https://doi.org/10.1016/0191-8869(93)90181-2

15. Hamachek, D. E. (1978). Psychodynamics of normal and neurotic perfectionism. Psychology: A Journal of Human Behavior.

16. Slade, P. D. (1996). Modelo explicativo causal para la anorexia y bulimia nerviosa. En, J. Buendía (dir.), Psicopatología en niños y adolescentes. (pp. 400-410). Madrid: Pirámide

17. Burns, D. D. (1980). The perfectionist´s script for self-defeat. Psychology Today, 34-51.

18. Garner, D. M., Olmstead, M. P. & Polivy, J. (1983). Development and validation of a multidimensional eating disorder inven-tory for anorexia nervosa and bulimia. International Journal of Eating Disorders,2, 15-34.

19. Espelage, D. L., Mazzeo, S. E., Aggen, S. H., Quittner, A. L., Sherman, R. & Thompson, R. (2003). Examining the cons-truct validity of the Eating Disorders Inventory. Psychological Assessment, 15(1),71-80

20. Mancilla, J. M., Franco, K., Alvarez, G. & Vázquez, R. (2003). Evaluation of the psychometric properties of the Mexican version of the Eating Disorders Inventory.Revista Thomson Psicología, 1,167-176.

21. Unikel, C., Bojorquez, I., Carreño, S. & Caballero, A. (2006). Validación del Eating Disorder Inventory en una muestra de mujeres mexicanas con trastorno de la conducta alimentaria. Salud Mental, 29, 44-51.

22. Cheng, S. K., Chong, G. H. & Wong, C. W. (1999). Chinese Frost Multidimensional Perfectionism Scale: A validation and prediction of self-esteem and psychological distress. Journal of Clinical Psychology, 55,1051-1061.

23. Harvey, B., Pallant, J., & Harvey, D. (2004). An evaluation of the factor structure of the Frost Multidimensional Perfectionism Scale. Educational and psychological measurement, 64(6),1007-1018. https://doi.org/10.1177/0013164404264842.

24. Khawaja, N. G., & Armstrong, K. A. (2005). Factor structure and psychometric properties of the Frost Multidimensional Perfectionism Scale: Developing shorter versions using an Australian sample. Australian Journal of Psychology, 57(2),129-138. https://doi.org/10.1080/10519990500048611

25. Parker, W. D. & Adkins, K. K. (1995). A psychometric examina-tion of the Multidimensional Perfectionism Scale. Journal of Psychopathology and Behavioral Assessment, 17,323-334.

26. Rhéaume, J., Freeston, M. H., Dugas, M. J., Letarte, H. & Ladouceur, R. (1995). Perfectionism, responsibility, and obsessive-compulsive symptoms. Behaviour Research and Therapy, 33,785-795.

27. Carrasco, Á., Belloch Fuster, A., & Perpiñá, C. (2010). La evaluación del perfeccionismo: utilidad de la Escala Multidimensional de Perfeccionismo en población española. Recuperado de: https://dialnet.unirioja.es/servlet/articulo?codigo=3195981

28. Hernández Sampieri, R., Fernández Collado, C., & Baptista Lucio, P. (2015). Metodología de la investigación. Edición Sexta. México: McGraw-Hill.

29. Streiner, D. & Norman, G. (2008). Health measurement scales. A practical guide to their development and use. 4. ed. Barcelona: Oxford University Press.

30. Muñiz, J., Elosua, P. & Hambleton, Rk. (2013). Directrices para la traducción y adaptación de los tests: segunda edición. Psicothema 2013; 25:151-157. DOI: 10.7334/psicothema2013.24.

31. Beaton, D. E., Bombardier, C., Guillemin, F., & Ferraz, M. B. (2000). Guidelines for the process of cross-cultural adaptation of self-report measures. Spine, 25(24), 3186-3191

32. Bullinger, M., Alonso, J., Apolone, G., Leplège, A., Sullivan, M., Wood-Dauphinee, S., ... & Fukuhara, S. (1998). Translating health status questionnaires and evaluating their quality: the IQOLA project approach. Journal of clinical epidemiology, 51(11), 913-923

33. Hambleton, R. K., & Bollwark, J. (1991). Adapting Tests for Use in Different Cultures: Technical Issues and Methods.

34. Hambleton, R. K., & Kanjee, A. (1995). Increasing the validity of cross-cultural assessments: Use of improved methods for test adaptations. European Journal of Psychological Assessment, 11(3),147-157.

35. Harkness, J., & Schoua-Glusberg, A. (1998). Questionnaires in translation. Harkness JA, ed. Cross-cultural survey equivalence. ZUMA-Nachrichten Spezial, Mannheim: ZUMA: 87-126.

36. García, M., Rodríguez, F. & Carmona, L. (2009). Validación de cuestionarios. Reumatol Clin 2009; 5:171-177.

37. Argimon, J. & Jiménez, J. (2013). Métodos de investigación clínica y epidemiológica. 4. ed. Barcelona: Elsevier

38. American Psychiatric Association. (2008). APA (2002). Manual diagnóstico e estatístico de transtornos mentais. DSM-IV-TR.

39. Behnke, S. (2006). APA's Ethical Principles of Psychologists and Code of Conduct: An ethics code for all psychologists. Monitor on Psychology, 37(8), 66. http://dx.doi.org/10.1037/e532252006-041

40. Ramada-Rodilla, J., Serra-Pujadas, C. & Delclós-Clanchet, G. (2013). Adaptación cultural y validación de cuestionarios de salud: revisión y recomendaciones metodológicas. Salud Pública Méx 2013; 55: 57-66.

41. Carvajal, A., Centeno, C., Watson, R., Martínez, M. & Sanz, A. (2011). ¿Cómo validar un instrumento de medida de la salud? An Sist Sanit NavaR.; 34: 63-72.

42. Ferrando, P. J., & Lorenzo-Seva, U. (2017). Program FACTOR at 10: origins, development and future directions. Psicothema, 29(2), 236-240.

43. Timmerman, M. E., & Lorenzo-Seva, U. (2011). Dimensionality assessment of ordered polytomous items with parallel analysis. Psychological methods, 16(2), 209.

44. Lorenzo-Seva, U. (1999). Promin: A method for oblique factor rotation. Multivariate Behavioral Research, 34(3),347-365.

45. Ruiz, M. (2000). Introducción a los modelos de ecuaciones estructurales. Madrid: UNED Ediciones.

46. Hu, L. T., & Bentler, P. M. (1999). Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural equation modeling: a multidisciplinary journal, 6(1),1-55. https://doi.org/10.1080/10705519909540118

47. Tabachnick, B. G., & Fidell, L. S. (2007). Using multivariate statistics. Allyn & Bacon/Pearson Education.

48. Nunnally, J. C. (1975). The study of change in evaluation research: principles conconcerning measurement, experimental design and analysis," pp. 101-138 in E. L. Streuning and M. Guttentag (eds.) Handbook of Evauation Research. Beverly Hills, CA: Sage (1967) Psychometric Theory. New York: McGraw-Hill. https://doi.org/10.2307/11756119

49. McDonald, R. P. (1999). Test theory: A unified approach.

50. Ventura-León, J. L. (2018). Intervalos de confianza para coeficiente Omega: Propuesta para el cálculo. adicciones, 30(1),77-78.

51. Zinbarg, R. E., Revelle, W., Yovel, I., & Li, W. (2005). Cronbach’s α, Revelle’s β, and McDonald’s ω H: Their relations with each other and two alternative conceptualizations of reliability. psychometrika, 70(1),123-133.

52. Waller, N. G. (2008). Commingled samples: A neglected source of bias in reliability analysis. Applied Psychological Measurement, 32(3), 211-223.

53. Dunn, T. J., Baguley, T., & Brunsden, V. (2014). From alpha to omega: A practical solution to the pervasive problem of internal consistency estimation. British Journal of Psychology, 105(3),399-412.

54. Nunnally, J. C., & Bernstein, I. H. (1994). Psychometric Theory (McGraw-Hill Series in Psychology) (Vol. 3). New York: McGraw-Hill.

55. IBM Corp. (2016). Released. IBM SPSS Statistics for Windows, Version 24.0. Armonk, NY: IBM Corp.

56. Gaskin, J., & Lim, J. (2016). Model Fit Measures. Gaskination’s StatWiki.

57. Love, J., Selker, R., Verhagen, J., Marsman, M., Gronau, Q. F., Jamil, T., ... & Matzke, D. (2015). Software to sharpen your stats. APS Observer, 28(3),27-29.

58. Sánchez, R., & Echeverry, J. (2004). Validación de escalas de medición en salud. Revista de Salud pública, 6, 302-318.

59. Hawkins, C. C., Watt, H. M., & Sinclair, K. E. (2006). Psychometric properties of the Frost Multidimensional Perfectionism Scale with Australian adolescent girls: Clarification of multidimensionality and perfectionist typology. Educational and psychological measurement, 66(6),1001-1022. https://doi.org/10.1177/0013164405285909

60. Stöber, J. (1998). The Frost Multidimensional Perfectionism Scale revisited: More perfect with four (instead of six) dimensions. Personality and Individual Differences, 24(4),481-491. https://doi.org/10.1016/S0191-8869(97)00232-8

61. Stumpf, H., & Parker, W. D. (2000). A hierarchical structural analysis of perfectionism and its relation to other personality characteristics. Personality and individual differences, 28(5),837-852. https://doi.org/10.1016/S0191-8869(99)00141-5

62. Kaplan, M. R. & Saccuzzo, P. D. (2006). Pruebas psicológicas: Principios, aplicaciones y temas.México: Thomson.

Notas de autor

greivano@ucacue.edu.ec