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<abbrev-journal-title abbrev-type="publisher" xml:lang="es">Revista de Investigación en Ciencias Sociales y Humanidades</abbrev-journal-title>
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<publisher-name>Universidad Americana</publisher-name>
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<subject>Artículos Originales</subject>
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<article-title xml:lang="es">Escala de conductas de ahorro para adultos de Buenos Aires, Argentina</article-title>
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<trans-title xml:lang="en">Savings behaviors scale for adults in Buenos Aires, Argentina</trans-title>
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<title>Resumen</title>
<p>Se presenta el proceso de construcción de una escala para medir conductas de Ahorro, dado que son cruciales para alcanzar estabilidad y el cumplimiento de metas, especialmente en economías inestables como la argentina. Tras redactar 16 ítems, estos atravesaron el juicio de expertos y se administraron a una muestra no probabilística de 384 participantes de población general del Área Metropolitana de Buenos Aires (57.6% mujeres, edad media = 37.94 y DE = 14.98). Luego se realizó una depuración preliminar y un análisis factorial exploratorio basado en la matriz de correlaciones policóricas, implementando el método de mínimos cuadrados no ponderados para la extracción. La versión definitiva consta con 10 ítems con Alfa y Omega ordinales de .86 y un único factor que describe el 45% de la varianza. Su puntaje total se asoció con medidas de Ansiedad Financiera, el domino Responsabilidad de los Cinco Grandes, Compra Impulsiva y Manejo del Dinero. Se identificaron patrones diferenciales según género, clase social y nivel educativo. Se concluye que la Escala de Ahorro cuenta con adecuadas evidencias de validez y confiabilidad, permitiendo abordar las particularidades del medio local con gran potencial para el uso clínico, institucional y financiero.</p>
</abstract>
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<title>Abstract</title>
<p>The process of constructing a scale to measure savings behaviors is presented, given that these are crucial to achieve stability and the fulfillment of goals, especially in unstable economies such as the Argentinean one. After drafting 16 items, these were subjected to expert judgment and administered to a non-probabilistic sample of 384 participants from the general population of the Buenos Aires Metropolitan Area (57.6% women, mean age = 37.94 and SD = 14.98). A preliminary purification and an exploratory factor analysis based on the polychoric correlation matrix was then performed, implementing the unweighted least squares method for the extraction. The final version consists of 10 items with an ordinal Alpha and Omega of .86 and a single factor describing 45% of the variance. Its total score was associated with measures of Financial Anxiety, the Big Five Conscientiousness domain, Impulsive Buying and Money Management. Differential patterns were identified according to gender, social class and educational level. It is concluded that the Savings Scale has adequate evidence of validity and reliability, allowing to address the particularities of the local environment with great potential for clinical, institutional and financial use.</p>
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<title>Palabras clave</title>
<kwd>Ahorro</kwd>
<kwd>conductas financieras</kwd>
<kwd>psicometría</kwd>
<kwd>psicología económica</kwd>
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<title>Keywords</title>
<kwd>Savings</kwd>
<kwd>financial behaviors</kwd>
<kwd>psychometrics</kwd>
<kwd>economic psychology</kwd>
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<sec sec-type="intro">
<title>
<bold>INTRODUCCIÓN</bold>
</title>
<p>En los últimos años ha tenido lugar un considerable aumento mundial de las tasas de inflación (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref8">Carstens, 2022</xref>). Con una variación anual de 276.2% en el Índice de Precios al Consumidor para febrero de 2024, Argentina es el país con mayor inflación del mundo (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref25">Instituto Nacional de Estadísticas y Censos, 2024</xref>). Esto impacta en los salarios, ingresos y consecuentemente en el poder adquisitivo, siendo solo el 9.6% de los argentinos capaces de ahorrar (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref48">Universidad Católica Argentina, 2023</xref>). En sintonía, globalmente se reportan elevados niveles de malestar psicológico asociados a las finanzas y en Argentina, las familias con necesidades económicas insatisfechas presentan menor calidad de vida (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref33">Mikulic et al., 2022</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref44">Sekścińska et al., 2022</xref>). La complejidad de esta problemática exige integrar los saberes psicológicos y económicos, de lo cual se encarga la Psicología Económica (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref47">Thaler, 2015</xref>).</p>
<p>Un importante aporte de la Psicología Económica es el concepto de conducta financiera, definida como cualquier comportamiento ligado al dinero (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref51">Xiao, 2008</xref>). Desde esta conceptualización, el ahorro refiere a aquellos comportamientos dirigidos a la acumulación de capitales de modo que aumente la propiedad de bienes (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref38">Porter &amp; Garman, 1993</xref>). Diversos estudios encontraron que las conductas de ahorro anteceden a otros comportamientos tendientes al logro de estabilidad y el logro de metas a largo plazo (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref24">Hilgert et al., 2003</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref31">Ksendzova et al., 2017</xref>). Además, apropiadas conductas de ahorro se asocian a variados indicadores psicológicos como la responsabilidad, menores niveles de ansiedad y adecuadas conductas de consumo <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref3">(</xref>
<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref2">Asebedo et al., 2018</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref22">Grable et al., 2019</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref32">Martins &amp; Rodríguez, 2021</xref>).</p>
<p>Uno de los primeros modelos sobre el ahorro proviene de la Teoría del ciclo vital, desarrollada por <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref34">Modigliani y Brumberg (1954)</xref>. Esta perspectiva plantea que los consumidores están informados sobre sus ingresos y maximizan sus beneficios según los recursos disponibles en cada momento vital. Conforme con esto las personas priorizarían el ahorro en su juventud y adultez temprana para luego disponer del dinero en su vejez. Desde su origen se le plantearon diversas críticas e inconsistencias a este modelo referidas sobre todo a una exagerada estimación de la racionalidad del comportamiento humano (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref52">Xiao et al., 2011</xref>).</p>
<p>
<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref45">Shefrin y Thaler (1988)</xref> en pos de dar una solución parsimoniosa a las incongruencias de la Teoría del ciclo vital la articularon con tres elementos: el autocontrol, la contabilidad mental y el encuadre. Esta reformulación permite superar las restricciones de estudiar la conducta racional al abordar conductas reales que ponderan las limitaciones humanas. También son destacables el modelo del ahorro preventivo de <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref30">Kimball (1990)</xref> y la teoría prospectiva de <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref28">Kahneman y Tversky (1979)</xref>. Ambos coinciden en que la aversión al riesgo es un fuerte motivo detrás del ahorro. En definitiva, frente a la incertidumbre, la forma de presentación de la información tiene mayor preponderancia que el pensamiento lógico racional.</p>
<p>Por su parte, mientras que los demás modelos se centran en estudiar la manera en que jóvenes y adultos manejan el dinero, el Modelo de la socialización financiera es de suma utilidad para comprender cómo se incorporan las conductas de ahorro en la infancia (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref23">Gudmunson et al., 2016</xref>). Esta perspectiva aplica las formulaciones de <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref7">Bandura (1971)</xref> acerca del aprendizaje vicario al ámbito económico para sostener que, en interacción con otros - sobre todo de su entorno familiar -, los niños y jóvenes desarrollan conocimientos, actitudes y comportamientos asociados al dinero que luego se irán modificando dinámicamente a lo largo de su vida.</p>
<p>Según lo relevado, ahorrar es una conducta financiera que varía en función del contexto social, la etapa vital de la persona y es mediada por factores psicológicos (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref9">Copur &amp; Gutter, 2019</xref>). Aun así, ningún modelo teórico planteado hasta el momento alcanza a captar en profundidad cómo los humanos se comportan financieramente y adquieren las conductas de ahorro. Por ello es preciso continuar investigando, desde una perspectiva integral.</p>
<p>Un desafío frecuente en el campo de las conductas de ahorro es la determinación de un procedimiento válido y confiable para su medición (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref51">Xiao, 2008</xref>). Si bien los datos objetivos utilizados ampliamente por economistas han servido para registrar el ahorro, las escalas psicométricas han demostrado un gran potencial para captar las diferencias individuales que escapan a estas medidas tradicionales (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref21">Goyal et al., 2021</xref>). En las últimas décadas se han construido numerosos instrumentos con el fin de objetivar el comportamiento financiero en general y, más específicamente, la conducta de ahorro como una dimensión relevante (e.g. Dew &amp; Xiao, 2011; <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref31">Ksendzova et al., 2017</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref32">Martins &amp; Rodriguez, 2021</xref>). Ciertas aproximaciones instrumentales abordan la medición del ahorro conjuntamente con la tendencia a realizar inversiones económicas, ya que ambas implican el aumento y acumulación de capitales (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref38">Porter &amp; Garman, 1993</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref40">Prochaska-Cue, 1993</xref>). Sin embargo, <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref31">Ksendzova et al. (2017)</xref> aportaron evidencias de validez discriminante entre ambos constructos y aislaron factorialmente al ahorro como una dimensión independiente de la inversión. El elemento diferencial es que el ahorro refiere a la abstención de usar dinero en un momento dado para gastarlo más tarde, mientras que la inversión implica asumir riesgos para aumentar los ingresos (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref32">Martins &amp; Rodríguez, 2021</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref38">Porter &amp; Garman, 1993</xref>).</p>
<p>La mayoría de las escalas desarrolladas para la medición del ahorro están en idioma inglés y fueron validadas para poblaciones del hemisferio norte (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref21">Goyal et al., 2021</xref>). Entre las excepciones, <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref49">Veiga et al. (2019)</xref> construyeron una escala para el contexto brasilero y, más recientemente, <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref32">Martins y Rodríguez (2021)</xref> validaron una escala que indagaba las conductas de ahorro en población venezolana. En el escenario local, la economía se caracteriza por variaciones cíclicas del ahorro conforme a los períodos de recesión financiera (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref10">Coremberg et al., 2007</xref>). No es sorprendente que Argentina sea el tercer país con más dólares per cápita del mundo ya que en naciones pobres se suele ahorrar mediante la acumulación de divisas extranjeras o la compra de bienes duraderos (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref16">Feige, 2012</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref32">Martins &amp; Rodríguez, 2021</xref>). Mientras que, en otros contextos, guardar moneda local se considere una forma adecuada de ahorro, en Argentina, sería una cuestionable medida financiera dada la constante devaluación del peso (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref19">Gaggero et al., 2015</xref>). A esto se le suma el hecho de sucesivas crisis bancarias han gestado una desconfianza en los medios formales de ahorro por lo que las personas preservan su dinero <italic>debajo del colchón </italic>(<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref12">D’Avella, 2012</xref>).</p>
<p>Frente a este panorama, resulta de interés contar con instrumentos que permitan indagar las conductas de ahorro que se ajusten a las particularidades socioeconómicas de medio local. El objetivo de este trabajo es construir una escala de Ahorro para adultos residentes en el Área Metropolitana de Buenos Aires (AMBA). En este sentido, se entiende que una escala con estas características completa una importante área de vacancia instrumental para iniciar estudios que contemplen la complejidad de la coyuntura económica argentina y de la sudamericana.</p>
</sec>
<sec>
<title>
<bold>METODOLOGÍA</bold>
</title>
<p>A través de un muestreo no probabilístico por accesibilidad se seleccionaron 384 adultos residentes en el AMBA (57.6% mujeres, 41.7% hombres y 0.8% no binarios). Su edad osciló entre 18 y 85 años con un promedio de 37.94 años (<italic>DE</italic> = 14.98). La mayoría (97.1%) fueron argentinos y un 2.9%, extranjeros. El máximo nivel educativo completado por los mismos fue principalmente el secundario completo (55%), seguido por el universitario completo (28.9%). En cuanto a su estado civil, la mayor parte de los sujetos estaban en pareja/casados (45.8%) o solteros (43%). El 86.4% refirió encontrarse trabajando y la fuente de ingresos más reportada fue el trabajo de tiempo completo (54.2%). Predominaron los sujetos que consideran que pertenecen a una clase social media (47.9%) o medio baja (33.1%).</p>
<sec>
<title>
<bold>Instrumentos</bold>
</title>
<p>
<italic>Ítems para la medición del Ahorro. </italic>Para la confección de la escala se partió de una exploración de los principales instrumentos que operacionalizan el constructo (<xref ref-type="table" rid="gt1">Tabla 1</xref>). A su vez, se consultó revisiones bibliográficas como las Xiao et al., (2011) y Goyal et al., (2021) para una comprensión exhaustiva del mismo. Se procedió a recopilar, diseñar y adaptar un considerable número de ítems de los cuales fueron seleccionados 16 como pool inicial para atravesar un estudio piloto y el juicio de expertos (<xref ref-type="table" rid="gt2">Tabla 2</xref>).</p>
<p>
<bold>Tabla 1</bold>.<italic/>Instrumentos que incluyen ítems referidos a conductas de ahorro.</p>
<p>
<table-wrap id="gt1">
<label>Tabla 1</label>
<caption>
<title>Instrumentos que incluyen ítems referidos a conductas de ahorro.</title>
</caption>
<alt-text>Tabla 1  Instrumentos que incluyen ítems referidos a conductas de ahorro.</alt-text>
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<tr style="display:none;">
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</tr>
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</table>
</alternatives>
</table-wrap>
</p>
<p>
<bold>
<xref ref-type="table" rid="gt2">Tabla 2</xref>.</bold>
<italic/>Pool inicial de ítems.</p>
<p>
<table-wrap id="gt2">
<label>Tabla 2</label>
<caption>
<title>Pool inicial de ítems.</title>
</caption>
<alt-text>Tabla 2  Pool inicial de ítems.</alt-text>
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</table>
</alternatives>
</table-wrap>
</p>
<p>Específicamente, tres de los ítems (9, 14 y 15) proceden de la adaptación idiomática de escalas en inglés de países desarrollados, siete (1, 2 ,4, 5, 6, 7 y 11) fueron extraídos, con ligeras adaptaciones, de instrumentos abocados a contextos de pobreza, inflación y devaluación y los seis (3, 8, 10, 12, 13 y 16) restantes fueron elaborados especialmente para esta escala. Vale considerar que los ítems incluidos en los países pobres comparten grandes similitudes con los de países desarrollados, pero añaden aspectos idiosincráticos como es el ahorro en divisas extranjeras y la compra abundante de productos y alimentos como estrategia para preservar el capital (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref32">Martins &amp; Rodríguez, 2021</xref>). La motivación para crear ítems nuevos radica en el interés por captar las particularidades de la cultura argentina. Por ejemplo, contemplando la extendida desconfianza en el sistema bancario y medios formales de resguardo del dinero se propuso un ítem que indaga la frecuencia con que se acumula dinero en un escondite (ítem 8).</p>
<p>Dado que la mayor parte de los inventarios revisados están redactados en lengua anglosajona, para la determinación del formato de respuesta a los ítems se contemplaron instrumentos de medición de otras conductas desarrollado en el escenario local (e.g. <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref5">Auné et al., 2016</xref>) con el objetivo de una apropiada adaptación cultural de los anclajes lingüísticos que acompañan las opciones. En consonancia con esto, se optó por una estructura de respuesta tipo Likert de cuatro categorías (<italic>Nunca</italic>, <italic>Pocas veces</italic>, <italic>Muchas veces</italic> y <italic>Siempre</italic>).  Por su parte, conforme con los antecedentes, en la consigna se incluyó un intervalo temporal de seis meses que pretende ser lo suficientemente largo para abarcar un amplio abanico conductual y que, a su vez, capte los rápidos ciclos de cambio de la economía local.</p>
<p>
<italic>Cuestionario sociodemográfico y socioeconómico. </italic>Construido ad hoc para relevar información relevante de los participantes. Indaga acerca del género, edad, estado civil, nacionalidad, nivel educativo, lugar de residencia, grupo conviviente, ocupación y clase social percibida.</p>
<p>
<italic>Escala de compra impulsiva</italic> (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref42">Rook &amp; Fisher, 1995</xref>, adaptación de Revilla et al., 2013). Es un inventario de nueve ítems con formato Likert de cinco categorías (1 = <italic>muy en desacuerdo</italic>, 5 = <italic>muy de acuerdo</italic>) que reflejan la tendencia a comprar impulsivamente. Los adaptadores aportaron garantías de validez (de constructo y de consistencia interna) y de confiabilidad (Alfa de Cronbach de .84). En la muestra del presente estudio, el análisis de consistencia interna mostró igual valor.</p>
<p>
<italic>Escala de Ansiedad Financiera</italic> (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref1">Archuleta et al., 2013</xref>). Consta de siete ítems con una escala Likert de cuatro puntos (1 = <italic>nunca</italic>, 4 = <italic>siempre</italic>) donde puntajes elevados representan mayores niveles de ansiedad financiera entendida como un estado emocional provocado por la incertidumbre económica. La escala ajusta indicadores clínicos de Ansiedad al contexto financiero. Cuenta con evidencias de una apropiada validez y adecuada confiabilidad (Alfa de Cronbach = .94). En esta investigación, el Alfa también fue satisfactorio (.91).</p>
<p>
<italic>Escala de Manejo del Dinero</italic> (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref26">Jares, 2023</xref>). Es una escala de diez ítems con escala Likert de cinco categorías (1 = <italic>Nunca</italic>, 4 = <italic>Siempre</italic>). Permite discriminar la frecuencia en que las personas realizan prácticas dirigidas a asignar y distribuir sus ingresos para cubrir gastos, adquirir productos o servicios y alcanzar sus metas financieras. Este instrumento cuenta con evidencias de validez basadas en la estructura interna y en la relación con otras variables. Además, los constructores reportaron un Alfa de Cronbach = .88). En la muestra del presente estudio, el análisis de consistencia interna mostró un valor satisfactorio de .84.</p>
<p>Banco de Ítems de Responsabilidad (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref43">Sánchez-González et al., 2023</xref>). Posee 78 ítems con formato Likert de cuatro puntos (1 = En desacuerdo, 4 = De acuerdo). El instrumento mide el dominio Responsabilidad, entendido como la capacidad de las personas a autorregularse, tanto en lo que respecta a los aspectos proactivos como inhibitorios del comportamiento. Esta definición está en consonancia con la conceptualización de <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref11">Costa y McCrae (2008</xref>) y contempla la medición de las seis facetas propuestas por los autores: Competencia, Orden, Sentido del deber, Necesidad de Logro, Autodisciplina y Deliberación. En los participantes, se obtuvo un Alfa de Cronbach de .95 para el total de la escala y en las facetas osciló entre .75 y .88.</p>
</sec>
<sec>
<title>
<bold>Procedimiento</bold>
</title>
<p>Se elaboró un cuestionario estructurado para relevar la opinión de jueces expertos sobre las consignas y el contenido de los 16 ítems seleccionados para medir el ahorro. Cinco expertos evaluaron a ciegas la congruencia de las consignas con la definición de conductas de ahorro de <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref38">Porter y Garman (1993)</xref>. Además, juzgaron la calidad de los ítems en tres dominios (claridad semántica y gramatical, adecuación a la población y congruencia con el constructo) con un puntaje entre 1 = <italic>Mala</italic> y 4 = <italic>Muy buena.</italic>
</p>
<p>Conforme a los comentarios de los jueces, se diseñó una escala preliminar con 15 ítems que fueron administrados a los participantes tanto de forma digital (n = 332) mediante la plataforma Google Forms como de en formato de lápiz y papel (n = 52). Dado que además de las conductas ahorro se recolectó información sobre numerosas variables aplicadas en el estudio de la relación con criterios externos, se distribuyeron diferentes versiones del protocolo que incluían combinaciones de las distintas mediciones, procurando siempre que las submuestras sean equivalentes a la muestra total. De esta manera se buscó controlar el efecto de la fatiga de quienes lo respondieron la prueba.<italic/>
</p>
<p>Se les compartió información general del estudio, sus fines y que deberían responder preguntas acerca de sus conductas financieras y elementos relacionados. Se explicitó que la participación era voluntaria y que podían abandonar en cualquier momento del proceso. Se garantizó la confidencialidad y anonimato de la información brindada y se les solicitó expresar su consentimiento informado.</p>
</sec>
<sec>
<title>
<bold>Análisis de datos</bold>
</title>
<p>Para analizar los datos extraídos del juicio de expertos se utilizó un software diseñado para calcular el coeficiente V de Aiken y su intervalo de confianza. Se consideró como aceptable aquellos ítems cuya cota inferior del intervalo de confianza resultase igual o mayor a 0.5 en cada uno de los tres aspectos analizados por los jueces.</p>
<p>La información recabada a través del protocolo administrado a los participantes fue codificada y procesada para su análisis estadístico. Se efectuó un análisis preliminar de los ítems usando estadísticos descriptivos (frecuencias, media, desvío, asimetría y curtosis). Se han utilizado estadísticos descriptivos paramétricos, asumiendo el supuesto de continuidad de la escala Likert, aun cuando se reconoce que ésta posee propiedades ordinales.</p>
<p>Posteriormente se utilizó el programa FACTOR para realizar un Análisis Factorial Exploratorio con el fin de estudiar la dimensionalidad del constructo y aportar evidencias basadas en su estructura interna. Contemplando las recomendaciones de <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref17">Ferrando y Lorenzo-Seva (2022)</xref> el programa FACTOR también se utilizó para realizar la prueba de Gulliksen para análisis pre-factoriales para profundizar el estudio de las propiedades psicométricas de los ítems. La misma consta de la estimación de parámetros de localización y pendiente de los reactivos conforme con la Teoría de Respuesta al Ítem para definir regiones de adecuación y eficiencia de cada elemento. Luego se aplicó un análisis factorial exploratorio basado en la matriz de correlaciones policóricas. Se utilizó el método de mínimos cuadrados no ponderados para la extracción de los factores y se definió la cantidad de factores a retener a partir de la implementación óptima del análisis paralelo de Horn.</p>
<p>Una vez realizada depuración se alcanzó una versión definitiva de ahorro y se realizó un análisis descriptivo de sus puntajes escalados mediante el programa SPSS 26.0. Se utilizó la prueba Kolmogórov-Smirnov para analizar la normalidad de la distribución de los puntajes y, basándose en este resultado, se llevaron a cabo comparaciones entre las categorías de variables sociodemográficas a partir de pruebas U de Mann-Whitney y de Kruskal Wallis según correspondiera. Se recurrió al Coeficiente de Correlación <italic>rho</italic> de Spearman para analizar la asociación entre la Escala de ahorro y diferentes variables en pos de obtener evidencias de validez basada en la relación con otros constructos.</p>
<p>Para brindar evidencias de confiabilidad basada en la consistencia interna se obtuvieron los coeficientes alfa de Cronbach y Omega con sus respectivas versiones ordinales. Los cuatro indicadores y sus intervalos de confianza del 95% (técnica de boostrap) se calcularon con la función <italic>scaleStructure</italic> del paquete <italic>userfriendlyscience –ufs</italic> - del programa R.</p>
</sec>
</sec>
<sec>
<title>
<bold>RESULTADOS</bold>
</title>
<sec>
<title>
<bold>Estudio piloto y juicio experto</bold>
</title>
<p>Los 16 ítems respondieron satisfactoriamente a la prueba piloto, denotando un adecuado grado de comprensión de los mismos por parte sujetos de la población estudiada. En cuanto al juicio de expertos, se calculó el coeficiente V de Aiken para las evaluaciones de claridad semántica y corrección gramatical, adecuación a la población objetivo y congruencia con el constructo. Para estos tres dominios analizados se identificaron valores adecuados (superiores a .50 en el límite inferior del intervalo de confianza) en la mayoría de los elementos, exceptuando el ítem 3 que por tener valores bajos en los tres dominios fue eliminado.</p>
</sec>
<sec>
<title>
<bold>Análisis preliminar de los ítems</bold>
</title>
<p>Cada una de las opciones de respuesta de los 15 ítems administrados fue elegida por un porcentaje considerable de participantes, evidenciando su utilidad para describir la conducta. Empero, en el ítem 13 la opción extrema positiva (<italic>Siempre</italic>) fue elegida menos del 5% de las veces. Las medias de los ítems oscilaron entre 1.99 (ítem 8) y 3.25 (ítem 13) con desvíos estándar, en todos los casos, próximos a 1. Los índices de asimetría adoptaron valores entre -.1.41 y .71 con predominio de valores cercanos a 0. Las distribuciones son principalmente platicúrticas con coeficientes de curtosis negativos entre -1.48 y -0.21, con la excepción del ítem13 con <italic>k </italic>= 0.01.</p>
</sec>
<sec>
<title>
<bold>Estudio de la estructura interna</bold>
</title>
<p>Se realizó la prueba de Gulliksen para análisis pre-factoriales (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref17">Ferrando y Lorenzo-Seva, 2022</xref>), lo que permitió identificar y descartar los ítems 2, 6 y 7 como potencialmente problemáticos. Luego de comprobar que la matriz de datos recolectados cumpliera con los requerimientos necesarios (KMO = 0.85; Prueba de Bartlett, χ2 =1554.1; gl = 45; p&lt;.0001), se aplicó el Análisis Factorial Exploratorio. Se realizó un primer análisis con todos los ítems que se habían comportado de forma adecuada en el análisis descriptivo y la prueba de Gulliksen. Tomando esto en consideración, se eliminaron progresivamente los ítems 1 y 12 por tener pesajes factoriales menores a lo aceptable (.40).</p>
<p>Los 10 ítems conservados fueron factoanalizados una vez más para confirmar la estructura interna que subyace al conjunto de indicadores de conducta de ahorro. La implementación óptima del análisis paralelo de Horn sugirió la extracción de un único factor que describe el 45% de la varianza. Considerando que el segundo factor sólo describe un 11.5% de la misma, es coherente aceptar bajo el principio de parsimonia la hipótesis de un constructo unidimensional dominante. El análisis de las cargas factoriales de los ítems en el primer factor permitió corroborar que todos los elementos presentan un pesaje superior a .40, lo que implica que todos realizan un considerable aporte a la medición del factor aislado. Acorde con esto, no fue preciso eliminar ningún otro ítem y quedó conformada la versión definitiva de la escala a partir de la cual se obtuvieron los puntajes totales para cada uno de los sujetos de la muestra.</p>
</sec>
<sec>
<title>
<bold>Distribución de los puntajes de Ahorro</bold>
</title>
<p>La distribución de los puntajes de la escala definitiva de Ahorro presentó una media de 25.17 (DE = 6.61) con un rango de variación que osciló entre 12 y 40 puntos. Esta fue ligeramente platicúrtica (k= -.84) y simétrica (As = .072). Por su parte, mediante la prueba de Normalidad de Kolmogorov-Smirnov se rechazó la hipótesis nula que afirma que los puntajes se distribuyen normalmente (Z=.075, gl= 384; p&lt;.0000).</p>
<p>Se comparó el puntaje de los participantes según la modalidad de presentación de la escala. Mediante la prueba U de Mann-Whitney se corroboró que no existen diferencias significativas entre la presentación digital (<italic>Rango promedio </italic>= 190.3) y la de lápiz y papel (<italic>Rango promedio </italic>= 206.9; <italic>U</italic>= 7886; <italic>p </italic>= .316).</p>
</sec>
<sec>
<title>
<bold>Evidencias de validez basada en la relación con otras variables</bold>
</title>
<p>Se analizó el comportamiento de los puntajes de Ahorro en grupos conformados por diferentes características sociodemográficas. Según se expone en la <xref ref-type="table" rid="gt3">tabla 3</xref>, los varones presentaron puntajes significativamente más elevados que las mujeres. Asimismo, las pruebas de Kruskal Wallis permitieron identificar patrones de respuesta diferentes en función de la clase social percibida (<italic>p </italic>&lt; .001) y el máximo nivel de estudios alcanzado (<italic>p </italic>&lt; .001). Los análisis post hoc mediante la Prueba de Dunn con ajuste de Bonferroni permitieron corroborar que quienes se perciben de clase social media-alta registran con mayor frecuencia conductas de ahorro que los pertenecientes a la clase social media (<italic>p </italic>= .020) y a la clase social media-baja (<italic>p </italic>&lt; .001). A su vez, los que se perciben de clase social media tienen un mejor puntaje que los de clase social media-baja (<italic>p </italic>&lt; .001). En cuanto al nivel educativo, también se observaron mayores puntajes en aquellos con nivel universitario completo en comparación con quienes completaron hasta el nivel primario (<italic>p</italic>= .005), secundario (<italic>p</italic>&lt;.001) y terciario (<italic>p</italic> = .003).</p>
<p>
<bold>
<xref ref-type="table" rid="gt3">Tabla 3</xref>.</bold> Comparaciones en Escala de Ahorro según variables sociodemográficas mediante pruebas U de Mann-Whitney y de Kruskal Wallis.<italic/>
</p>
<p>
<table-wrap id="gt3">
<label>Tabla 3</label>
<caption>
<title>Comparaciones en Escala de Ahorro según variables sociodemográficas mediante pruebas U de Mann-Whitney y de Kruskal Wallis.</title>
</caption>
<alt-text>Tabla 3  Comparaciones en Escala de Ahorro según variables sociodemográficas mediante pruebas U de Mann-Whitney y de Kruskal Wallis.</alt-text>
<alternatives>
<graphic xlink:href="688282048003_gt4.png" position="anchor" orientation="portrait"/>
<table style="border-collapse:collapse;border:none;" id="gt4-526564616c7963">
<thead style="display:none;">
<tr style="display:none;">
<th style="display:none;"/>
</tr>
</thead>
<tbody>
<tr>
<td style="width:464.4pt;border:none;   border-top:solid windowtext 1.0pt;   padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt" colspan="10">Género</td>
</tr>
<tr style="height:14.4pt">
<td style="width:69.2pt;padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt;   height:14.4pt" colspan="2"/>
<td style="width:148.85pt;border:none;   border-bottom:solid windowtext 1.0pt;   padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt;height:14.4pt" colspan="4">Masculino   (n=160)</td>
<td style="width:5.0cm;border:none;border-bottom:   solid windowtext 1.0pt;   padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt;height:14.4pt" colspan="3">Femenino   (n=221)</td>
<td style="width:104.6pt;border:none;border-bottom:solid windowtext 1.0pt;   padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt;   height:14.4pt"/>
</tr>
<tr>
<td style="width:69.2pt;border:none;border-bottom:   solid windowtext 1.0pt;   padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt" colspan="2"/>
<td style="width:148.85pt;border:none;   border-bottom:solid windowtext 1.0pt;   padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt" colspan="4">
<italic>RP </italic>= 207.6</td>
<td style="width:5.0cm;border:none;border-bottom:   solid windowtext 1.0pt;   padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt" colspan="3">
<italic>RP</italic> = 179</td>
<td style="width:104.6pt;border:none;border-bottom:solid windowtext 1.0pt;   padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt">
<italic>U</italic> = 15027<xref ref-type="fn" rid="fn3">*</xref>
</td>
</tr>
<tr>
<td style="width:464.4pt;border:none;   padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt" colspan="10">Máximo   nivel educativo completado</td>
</tr>
<tr>
<td style="width:62.1pt;padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt"/>
<td style="width:78.0pt;border:none;   border-bottom:solid windowtext 1.0pt;   padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt" colspan="2">Primario   (n=16)</td>
<td style="width:70.85pt;border:none;   border-bottom:solid windowtext 1.0pt;   padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt" colspan="2">Secundario   (n=211)</td>
<td style="width:70.9pt;border:none;   border-bottom:solid windowtext 1.0pt;   padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt" colspan="3">Terciario   (n=44)</td>
<td style="width:77.95pt;border:none;border-bottom:solid windowtext 1.0pt;   padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt">Universitario   (n=111)</td>
<td style="width:104.6pt;border:none;border-bottom:   solid windowtext 1.0pt;   padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt"/>
</tr>
<tr>
<td style="width:62.1pt;border:none;border-bottom:solid windowtext 1.0pt;   padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt"/>
<td style="width:78.0pt;border:none;   border-bottom:solid windowtext 1.0pt;   padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt" colspan="2">
<italic>RP</italic> = 141.3</td>
<td style="width:70.85pt;border:none;   border-bottom:solid windowtext 1.0pt;   padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt" colspan="2">
<italic>RP</italic> = 174.3</td>
<td style="width:70.9pt;border:none;   border-bottom:solid windowtext 1.0pt;   padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt" colspan="3">
<italic>RP </italic>= 170.7</td>
<td style="width:77.95pt;border:none;border-bottom:   solid windowtext 1.0pt;   padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt">
<italic>RP</italic> = 239.6</td>
<td style="width:104.6pt;border:none;border-bottom:solid windowtext 1.0pt;   padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt">
<italic>H</italic> (<italic>gl=3</italic>)<italic> = </italic>31.1**</td>
</tr>
<tr>
<td style="width:464.4pt;border:none;   padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt" colspan="10">Clase   social percibida</td>
</tr>
<tr>
<td style="width:62.1pt;padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt"/>
<td style="width:99.25pt;border:none;   border-bottom:solid windowtext 1.0pt;   padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt" colspan="3">Media-baja   (n=154)</td>
<td style="width:92.15pt;border:none;   border-bottom:solid windowtext 1.0pt;   padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt" colspan="3">Media    (n=184)</td>
<td style="width:106.3pt;border:none;   border-bottom:solid windowtext 1.0pt;   padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt" colspan="2">Media-alta   (n=46)</td>
<td style="width:104.6pt;border:none;border-bottom:solid windowtext 1.0pt;   padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt"/>
</tr>
<tr>
<td style="width:62.1pt;border:none;border-bottom:solid windowtext 1.0pt;   padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt"/>
<td style="width:99.25pt;border:none;   border-bottom:solid windowtext 1.0pt;   padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt" colspan="3">
<italic>RP</italic> = 153.8</td>
<td style="width:92.15pt;border:none;   border-bottom:solid windowtext 1.0pt;   padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt" colspan="3">
<italic>RP</italic> = 208.5</td>
<td style="width:106.3pt;border:none;   border-bottom:solid windowtext 1.0pt;   padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt" colspan="2">
<italic>RP</italic> = 258.1</td>
<td style="width:104.6pt;border:none;border-bottom:solid windowtext 1.0pt;   padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt">
<italic>H</italic>(<italic>gl</italic>=2) = 38.7**</td>
</tr>
<tr>
<td style="border:none"/>
<td style="border:none"/>
<td style="border:none"/>
<td style="border:none"/>
<td style="border:none"/>
<td style="border:none"/>
<td style="border:none"/>
<td style="border:none"/>
<td style="border:none"/>
<td style="border:none"/>
</tr>
</tbody>
</table>
</alternatives>
<table-wrap-foot>
<fn id="fn3" fn-type="other">
<label>*</label>
<p>p.05, ** p.01, RP= Rango promedio</p>
</fn>
</table-wrap-foot>
</table-wrap>
</p>
<p>* p&lt;.05, ** p&lt;.01, RP= Rango promedio</p>
<p>Para robustecer las evidencias de validez, por medio de la administración de los inventarios en submuestras, se calcularon las correlaciones rho de Spearman entre los puntajes de Ahorro y diversas variables externas. Se obtuvieron asociaciones significativas directas y modestas con todas las facetas de Responsabilidad y con el puntaje total del BIR (<xref ref-type="table" rid="gt4">Tabla 4</xref>). Asimismo, se encontró una asociación directa moderada con Manejo del Dinero (<italic>rho</italic>= .46; <italic>p&lt;</italic>.001). Además, como era esperable se identificó una asociación inversa y baja con las puntuaciones de Compra impulsiva (<italic>rho</italic>= -.28; <italic>p&lt;</italic>.001) y con la Ansiedad Financiera (<italic>rho</italic>= -.28; <italic>p&lt;</italic>.001). Finalmente, no se encontró asociación alguna con la edad de los participantes (<italic>rho</italic>= -.07; <italic>n.s.</italic>).</p>
<p>
<bold>Tabla 4</bold>. Correlación rho de Spearman de Ahorro con el dominio Responsabilidad.</p>
<p>
<table-wrap id="gt4">
<label>Tabla 4</label>
<caption>
<title>Correlación rho de Spearman de Ahorro con el dominio Responsabilidad.</title>
</caption>
<alt-text>Tabla 4  Correlación rho de Spearman de Ahorro con el dominio Responsabilidad.</alt-text>
<alternatives>
<graphic xlink:href="688282048003_gt5.png" position="anchor" orientation="portrait"/>
<table style="border-collapse:collapse;border:none;" id="gt5-526564616c7963">
<thead style="display:none;">
<tr style="display:none;">
<th style="display:none;"/>
</tr>
</thead>
<tbody>
<tr>
<td style="width:57.55pt;border:none;border-top:solid windowtext 1.0pt;   padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt"/>
<td style="width:57.55pt;border-top:solid windowtext 1.0pt;   border-left:none;border-bottom:solid windowtext 1.0pt;border-right:none;      padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt">C</td>
<td style="width:57.55pt;border-top:solid windowtext 1.0pt;   border-left:none;border-bottom:solid windowtext 1.0pt;border-right:none;      padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt">O</td>
<td style="width:57.55pt;border-top:solid windowtext 1.0pt;   border-left:none;border-bottom:solid windowtext 1.0pt;border-right:none;      padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt">SD</td>
<td style="width:57.6pt;border-top:solid windowtext 1.0pt;   border-left:none;border-bottom:solid windowtext 1.0pt;border-right:none;      padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt">NL</td>
<td style="width:57.6pt;border-top:solid windowtext 1.0pt;   border-left:none;border-bottom:solid windowtext 1.0pt;border-right:none;      padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt">A</td>
<td style="width:57.6pt;border-top:solid windowtext 1.0pt;   border-left:none;border-bottom:solid windowtext 1.0pt;border-right:none;      padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt">D</td>
<td style="width:57.6pt;border-top:solid windowtext 1.0pt;   border-left:none;border-bottom:solid windowtext 1.0pt;border-right:none;      padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt">R</td>
</tr>
<tr>
<td style="width:57.55pt;border:none;border-bottom:solid windowtext 1.0pt;   padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt">Ahorro</td>
<td style="width:57.55pt;border:none;border-bottom:solid windowtext 1.0pt;      padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt">.221**</td>
<td style="width:57.55pt;border:none;border-bottom:solid windowtext 1.0pt;      padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt">.307**</td>
<td style="width:57.55pt;border:none;border-bottom:solid windowtext 1.0pt;      padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt">.229**</td>
<td style="width:57.6pt;border:none;border-bottom:solid windowtext 1.0pt;      padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt">.237**</td>
<td style="width:57.6pt;border:none;border-bottom:solid windowtext 1.0pt;      padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt">.286**</td>
<td style="width:57.6pt;border:none;border-bottom:solid windowtext 1.0pt;      padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt">.213**</td>
<td style="width:57.6pt;border:none;border-bottom:solid windowtext 1.0pt;      padding:0cm 5.4pt 0cm 5.4pt">.323**</td>
</tr>
</tbody>
</table>
</alternatives>
<table-wrap-foot>
<fn id="fn4" fn-type="other">
<p>Nota: ** p&lt; .01. C= Competencia, O= Orden, SD= Sentido del deber, NL = Necesidad de Logro, A = Autodisciplina, D =Deliberación, R = Puntaje total en Responsabilidad.</p>
</fn>
</table-wrap-foot>
</table-wrap>
</p>
<p>Nota: ** <italic>p</italic>&lt; .01. C= Competencia, O= Orden, SD= Sentido del deber, NL = Necesidad de Logro, A = Autodisciplina, D =Deliberación, R = Puntaje total en Responsabilidad.</p>
</sec>
<sec>
<title>
<bold>Análisis de consistencia interna</bold>
</title>
<p>Todos los coeficientes de consistencia interna sugieren que la confiabilidad del instrumento conformada por 10 ítems es satisfactoria. El Alfa de Cronbach resultó de .82, IC 95% [.79, .85], y el Omega de .83, IC 95% [.80,.85]. Las versiones ordinales de estos coeficientes, más adecuadas en virtud de la naturaleza ordinal del formato de respuesta de los ítems, registran un valor levemente mayor (Alfa ordinal = .86 IC 95% [.83, .88], Omega ordinal = .86, IC 95% [0.84, 0.88].</p>
</sec>
</sec>
<sec>
<title>
<bold>DISCUSIÓN</bold>
</title>
<p>El estudio de la manera en que las personas se vinculan con el dinero lleva a la necesaria articulación de saberes propios de la psicología y la economía. Las técnicas psicométricas contribuyen al avance de este campo interdisciplinario aportando herramientas que son útiles para mensurar los constructos postulados. En este sentido, la medición de las conductas de ahorro puede brindar información sustancial a la investigación teórica en una coyuntura económica compleja y cambiante como la de Argentina. Asimismo, en el plano aplicado ofrece una forma de medir la eficacia de intervenciones en educación financiera.</p>
<p>El banco inicial de 16 ítems contó con un conjunto de elementos que muestrean el contenido de diversas modalidades del ahorro prevalentes en el escenario local. La revisión instrumental realizada para la redacción de los ítems y el juicio de expertos aportan garantías de evidencias de validez basadas en el contenido. Por su parte, la prueba piloto proveyó garantías de validez aparente, en tanto que los evaluados manifestaron comprender y sentirse a gusto con la consigna y los ítems.</p>
<p>La realización del análisis descriptivo, la implementación de la prueba de Gulliksen para análisis pre-factoriales y el posterior análisis factorial exploratorio permitieron depurar los ítems problemáticos. Los elementos conservados reflejan el modo en que las personas planifican el ahorro (ítem 4), se informan al respecto (ítem 16), separan o evitan gastar dinero (ítems 8, 10, 13 y 14) ya sea para metas a largo plazo (ítems 9) o gastos inesperados (ítem 15), compran divisas extranjeras (ítem 11) y disponen del dinero cuando lo necesitan (ítem 5). Se destaca la relevancia cultural de la inclusión de un reactivo referido a la compra de divisas dado que no es usual en instrumentos de países desarrollados, pero sí es representativo del comportamiento en países con una fuerte depreciación de la moneda local (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref32">Martins &amp; Rodríguez, 2021</xref>). Lo mismo sucede con las conductas de búsqueda información y planificación acerca del modo más apropiado de ahorro. Si bien separar el dinero habitualmente alcanza por sí misma como una estrategia para conseguir un ahorro, los argentinos se ven obligados al ajuste constante de su patrón de ahorro para que este sea eficiente (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref12">D’Avella, 2012</xref>). En suma, el conjunto de ítems de la versión final de la escala garantiza la exhaustividad y representatividad de las conductas de ahorro de la cultura local.</p>
<p>En cuanto a los ítems excluidos, se identifican los mismos indicadores conductuales presentes en la escala definitiva, como son la compra de divisas (ítems 2, 6,7) y separar o evitan gastar dinero (ítem 3). Por ende, se considera que la depuración no afectó el muestreo del contenido del constructo. Vale aclarar que en el pool inicial se incluyeron dos ítems referidos a la compra abundante de productos y alimentos como forma de ahorro (ítems 1 y 12). Este comportamiento ha sido descripto como una forma frecuente de ahorro en países con elevada inflación (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref12">D’Avella, 2012</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref32">Martins &amp; Rodríguez, 2021</xref>). Sin embargo, la evidencia empírica ha llevado a descartarlos por presentar pesos factoriales bajos. Una posible explicación para este resultado responde al predominio de individuos pertenecientes a la clase media quienes probablemente aún recurran a formas tradicionales de ahorro. En consecuencia, es preciso continuar indagando al respecto para comprender la especificidad del contexto argentino.</p>
<p>El estudio factorial exploratorio mostró que los ítems de la escala conforman una estructura interna unidimensional, en consonancia con numerosos antecedentes (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref24">Hilgert et al., 2003</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref27">Jorgensen, 2007</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref29">Kim et al., 2003</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref31">Ksendzova et al., 2017</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref32">Martins &amp; Rodríguez, 2021</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref37">Perry &amp; Morris, 2005</xref>). Aun cuando otras aproximaciones plantearon que el ahorro y la inversión conformaban una misma dimensión (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref13">Dew &amp; Xiao, 2011</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref38">Porter &amp; Garman, 1993</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref40">Prochaska-Cue, 1993</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref49">Veiga et al., 2019</xref>), en el presente trabajo se prefirió adoptar una postura más conservadora en la delimitación conceptual del constructo.</p>
<p>Dado que las conductas financieras constituyen un conjunto multidimensional de prácticas relativamente homogéneas respecto al dinero, es dable interpretar como previsible la asociación directa entre el Ahorro y Manejo del Dinero (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref13">Dew &amp; Xiao, 2011</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref31">Ksendzova et al., 2017</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref32">Martins &amp; Rodríguez, 2021</xref>). La correlación moderada entre ambas variables permite sostener la hipótesis de que, aun siendo comportamientos ligados al dinero, presentan un cierto grado de divergencia que justifica su medición independiente.</p>
<p>Al igual que otros estudios (e.g. <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref31">Ksendzova et al., 2017</xref>), para garantizar la validez basada en la relación con otras variables en la construcción de escalas de ahorro se utilizaron medidas referidas a la personalidad. Específicamente, se observó que el dominio Responsabilidad se asocia directamente con las conductas de ahorro (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref2">Asebedo, 2018</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref2">Asebedo et al., 2018</xref>;<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref14"> Donelly et al., 2012</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref31">Ksendzova et al., 2017</xref>). Acorde a lo esperado desde una perspectiva teórica, en el presente se verificó esta tendencia que sugiere que las personas sistemáticas, ordenadas y escrupulosas en términos generales realizan prácticas de ahorro más favorables para sus finanzas.</p>
<p>Otra variable de relevancia es la impulsividad en la compra, conceptualmente contraria a una adecuada conducta de ahorro (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref41">Revilla et al., 2013</xref>). En efecto, se encontró una asociación inversa entre ambas variables, en conformidad con los antecedentes (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref14">Donelly et al., 2012</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref49">Veiga et al., 2019</xref>). Sin embargo, es necesario contemplar que <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref32">Martins y Rodríguez (2021)</xref> hallaron una asociación baja pero directa entre ambas variables. Una posible explicación que plantean los investigadores es que el consumo excesivo es un modo con que los venezolanos lidian con la inflación y devaluación de su moneda. Si bien Argentina también presenta una reconocible crisis inflacionaria, es factible que ésta aún no haya alcanzado tal magnitud como para alterar notoriamente el modo de compra de los sujetos.</p>
<p>Respecto de la ansiedad financiera, los antecedentes sugieren una asociación inversa con apropiadas conductas financieras (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref1">Archuleta et al., 2013</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref49">Veiga et al., 2019</xref>). No obstante, en un reciente estudio en población argentina se encontró una asociación nula de la ansiedad financiera con el Manejo del dinero (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref26">Jares, 2023</xref>). Por ello, los hallazgos de la presente investigación pueden ser de gran utilidad para echar luz sobre cómo la ansiedad financiera se asocia diferencialmente con las diversas dimensiones de las conductas financieras. Quedan así consolidadas las evidencias de una correlación inversa entre el ahorro y los niveles de ansiedad financiera (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref20">Gambetti &amp; Giusberti, 2012</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref22">Grable et al., 2019</xref>).</p>
<p>Las asociaciones entre el Ahorro y las múltiples variables estudiadas aportan un importante caudal de evidencias de validez que permiten comenzar a construir la red nomológica en torno al constructo. Estas se robustecen si se tiene en cuenta que los puntajes de la escala, en consonancia con otras investigaciones internacionales, también hallaron un patrón diferencial según nivel educativo (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref6">Baidoo et al., 2018</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref31">Ksendzova et al. 2017</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref36">O’Neill &amp; Xiao, 2012</xref>) y clase social percibida de los sujetos (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref35">Morgan y Long, 2020</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref39">Prihartono &amp; Asandimitra, 2018</xref>). Por el contrario, no se encontró asociación significativa del ahorro con la edad de los participantes. Si bien no existe consenso al respecto, la teoría del ciclo vital establece que las conductas financieras se modifican a lo largo de los procesos vitales según las necesidades de cada momento (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref34">Modigliani &amp; Brumberg, 1954</xref>). No obstante, la evolución histórica de la economía argentina podría suponer cambios en los patrones de comportamiento financiero de las personas por la inestabilidad de las condiciones de vida en períodos más cortos de los que supone esta teoría. En este sentido, la escala construida resulta de utilidad para futuros estudios con el fin de profundizar estos cambios en estudios longitudinales.</p>
<p>En cuanto al género, las conclusiones de las diversas investigaciones no son concluyentes. Mientras que ciertos estudios observaron un patrón diferencial de conductas financieras de mujeres y varones (e.g. <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref50">Walczak &amp; Pieńkowska-Kamieniecka, 2018</xref>), otros autores no detectaron diferencias significativas entre ambos grupos (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref31">Ksendzova et al., 2017</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref46">Škreblin Kirbiš et al., 2017</xref>). En concordancia con <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref32">Martins &amp; Rodríguez (2021)</xref>, en el presente estudio los varones tendieron a registrar conductas de ahorro significativamente más elevadas. <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref18">Fisher (2010)</xref> plantea que la menor frecuencia en la propensión al ahorro a corto plazo por parte de las mujeres se asocia a una menor tolerancia al riesgo. Tales diferencias se emparejan a medida que aumenta el nivel de autoeficacia percibido por las mujeres (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref15">Farrell et al., 2016</xref>). A pesar de estos resultados, es preciso tomar cautela y continuar con la indagación al respecto debido la potencial influencia de variables culturales.</p>
<p>Los indicadores obtenidos para analizar la consistencia interna de la escala de ahorro resultaron elevados y superiores respecto de los reportados para la mayoría de los test elaborados en otros contextos (<xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref13">Dew &amp; Xiao, 201</xref>1; <xref ref-type="bibr" rid="redalyc_688282048003_ref49">Veiga et al., 2019</xref>). Cabe señalarse, no obstante, que esta comparación no resulta del todo exacta dado que incluye diferencias sustantivas en las características de los instrumentos (cantidad de ítems, formato de respuesta, variaciones en la homogeneidad del contenido del constructo en el que se incluyen indicadores de Inversión).</p>
<p>Entre las limitaciones del presente estudio, debe mencionarse la necesidad de aumentar la variabilidad sobre las variables sociodemográficas de la muestra, contemplando que en la actual predominaron participantes de clase media, con una ligera tendencia hacia el género femenino. En este sentido, es clave realizar próximas investigaciones mediante técnicas probabilísticas de muestreo y recolectando, a su vez, datos objetivos sobre la situación financiera de los sujetos para aportar nuevas evidencias de validez basadas en la relación con parámetros más precisos de la economía.</p>
<p>El número de ítems conservado puede resultar excesivo, pero responde a que, siendo esta una primera aproximación del constructo en el escenario local, se prefirió conservar un muestreo de contenido amplio y variado que permita estudiar a nivel de los ítems la prevalencia de las diferentes conductas de ahorro que aparecen en este contexto. No obstante, se comprende que supera la extensión de la mayoría de las escalas que abordan estas conductas, por lo que futuros análisis podrían perseguir una versión reducida.</p>
<p>En conclusión, la Escala de Ahorro construida muestra evidencias de confiabilidad y validez suficientes que garantizan su aplicación por psicólogos y asesores financieros en el contexto local. Más allá de las limitaciones mencionadas, el instrumento es útil para medir las conductas de ahorro en una población escasamente estudiada, cimentando el camino para variados abordajes en el área.</p>
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<bold>CONTRIBUCIÓN DE LOS AUTORES</bold>
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<p>Los dos autores colaboraron de manera equitativa en la idea, la elaboración del proyecto, la revisión de literatura (estado del arte), la metodología, la recolección de datos, el análisis de datos, la presentación de resultados, la discusión y conclusiones, la redacción del borrador original, las revisiones finales y la aprobación para publicación.</p>
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<bold>REFERENCIAS</bold>
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