Sexual education and reproductive health in secondary education
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PAIDEIA XXI
PAIDEIA XXI
Vol. 12, Nº 1, Lima, enero-junio 2022, pp. 133-146
ISSN Versión Impresa: 2221-7770; ISSN Versión Electrónica: 2519-5700
ORIGINAL ARTICLE / ARTÍCULO ORIGINAL
PSYCHOMETRIC PROPERTIES OF THE
RELIGIOUS ATTITUDE SCALE (EAR) DURING THE
COVID-19 PANDEMIC, LIMA, PERU
PROPIEDADES PSICOMÉTRICAS DE LA ESCALA
DE ACTITUD RELIGIOSA (EAR) DURANTE LA
PANDEMIA POR COVID-19, LIMA, PERÚ
ABSTRACT
doi:10.31381/paideia.v12i1.4900
http://revistas.urp.edu.pe/index.php/Paideia
1 Universidad Peruana Cayetano Heredia, Lima, Perú.
* Corresponding author: monica.tamayo@upch.pe
Mónica Tamayo-Toro: https://orcid.org/0000-0003-0470-4200
Giancarlo Ojeda-Mercado: https://orcid.org/0000-0001-6088-0327
Este artículo es publicado por la revista Paideia XXI de la Escuela de posgrado (EPG), Universidad Ricardo Palma, Lima,
Perú. Este es un artículo de acceso abierto, distribuido bajo los términos de la licencia Creative Commons Atribución
4.0 Internacional (CC BY 4.0) [https:// creativecommons.org/licenses/by/4.0/deed.es] que permite el uso, distribución y
reproducción en cualquier medio, siempre que la obra original sea debidamente citada de su fuente original.
Mónica Tamayo-Toro1* & Giancarlo Ojeda-Mercado1
The present study analyzes the psychometric properties of the Religious
Attitude Scale of Orozco-Parra and Dominguez-Espinoza - 2014, adapted by
Rivera-Encinas and Huarcaya-Victoria - 2019, nally composed of 14 items,
with ve Likert-type response alternatives. The participants were 137 students
of different professional careers from private universities in Metropolitan
Lima, Peru of both sexes, men and women, whose ages ranged between 18
and 30 years. Exploratory Factor Analysis suggested the existence of a single
factor. Additionally, a Con rmatory Factor Analysis was carried out, obtaining
adequate goodness-of- t indices. Finally, reliability was analyzed using the
omega coef cient, obtaining a value of 0.95, and using Cronbach's alpha
coef cient, obtaining a value of 0.95. In conclusion, based on the Exploratory
Factor Analysis and the Con rmatory Factor Analysis, adequate goodness-of- t
indices are observed, complying with the necessary validity aspects, as well as
reliability, based on Cronbach's omega and alpha coef cients.
Tamayo-Toro & Ojeda-Mercado
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Keywords: conrmatory factor analysis – exploratory factor analysis –
reliability – religion – religious attitude – religious beliefs
El presente estudio analiza las propiedades psicométricas de la Escala de
Actitud Religiosa de Orozco-Parra y Dominguez-Espinoza - 2014, adaptada por
Rivera-Encinas y Huarcaya-Victoria - 2019, compuesta nalmente por 14 ítems,
con cinco alternativas de respuesta tipo Likert. Los participantes fueron 137
estudiantes de diferentes carreras profesionales de universidades privadas de
Lima Metropolitana, Perú, de ambos sexos, varones y mujeres, cuyas edades
uctuaron entre los 18 y los 30 años. El Análisis Factorial Exploratorio sugirió la
existencia de un solo factor. Adicionalmente se llevó a cabo un Análisis Factorial
Conrmatorio, obteniéndose adecuados índices de bondad de ajuste. Finalmente,
la conabilidad fue analizada mediante el coeciente omega, obteniendo un
valor de 0,95, y mediante el coeciente de alfa de Cronbach, obteniendo un valor
de 0.95. En conclusión, a partir del Análisis Factorial Exploratorio y del Análisis
Factorial Conrmatorio, se observan adecuados índices de bondad de ajuste,
cumpliendo con los aspectos de validez necesarios, así como de conabilidad, a
partir del coeciente omega y alfa de Cronbach.
Palabras clave: actitud religiosa – análisis factorial conrmatorio – análisis
factorial exploratorio – conabilidad – creencias religiosas – religión
RESUMEN
INTRODUCCIÓN
En la actualidad aún hay personas
que mencionan que la religión y todo
lo asociado a ella no es algo cientíco
y no debería estudiarse y mucho
menos medirse. Una creencia religiosa
está asociada con asumir una forma
de vida y una imagen del mundo de
una manera particular (Rivera-Novoa,
2017). El diccionario conciso de
psicología de la American Psychological
Association (APA) (Viveros, 2010),
describe la religión como un sistema de
creencias y/o prácticas espirituales,
organizadas en torno a la adoración
de uno o más dioses todopoderosos y
que comprende acciones tales como
oraciones, meditación y participación
en rituales públicos. Por otra parte,
las personas religiosas también creen
que ciertas enseñanzas morales
tienen una autoridad de índole divino
y el reconocimiento de que ciertas
personas, lugares, textos u objetos son
santos o sagrados. Aparte, se propone
una distinción entre la religión
extrínseca y la religión intrínseca,
deniendo a la primera como una
orientación religiosa en que la práctica
es generalmente un medio para otros
nes, como la moralidad social o el
bienestar individual, en lugar de ser
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un n en sí misma, mientras que, la
con
traparte, viene a ser la orientación
religiosa en que la práctica religiosa es
un n en sí mismo y no un medio para
otros nes (Viveros, 2010).
Por su parte, Pikaza (1999) menciona
que el ser humano es un animal
religioso y dene la religión como una
forma especícamente profunda de
experiencia de sentido, de apertura
trascendente y de reconocimiento
agradecido de la presencia gratuita y
salvadora de la realidad suprema que
se maniesta conriendo un valor de
plenitud a su existencia, al mundo y a
la historia. Añade que lo que distingue
al creyente del no creyente es el lugar
o paradigma experiencial en que se
apoyan.
Hay muchas personas en todo el
mundo que poseen alguna creencia
religiosa, incluso muchos jóvenes
practican fervientemente su fe.
Lippman & McIntosh (2010), citados
por Ulloa-Brenes (2013), hacen
referencia a que la creencia de algún
tipo de divinidad sigue siendo elevada
entre los jóvenes de 18 a 24 años.
Es importante empezar a estudiar
este tipo de variables ya que existe
evidencia que la posesión de una
creencia religiosa y su práctica están
asociadas con variables positivas como
la felicidad y la gratitud. Por ejemplo,
en Perú, Arias et al. (2012) e Hidalgo-
Rivera (2017) encuentran relación
entre la espiritualidad y la felicidad en
miembros de una iglesia. Salgado (2014)
concluye que la religión, religiosidad y
espiritualidad son factores protectores
y ayudan al incremento de la
autoestima, satisfacción con la vida,
fortaleza, esperanza, capacidad de
perdón y bienestar espiritual.
A nivel internacional, Gosling et
al. (2013) encuentran que la religión
ofrece una justicación ideológica del
orden social existente y que ayuda a
las personas a ser más felices o que
estén más satisfechas con su vida. Por
otro lado, Ferre et al. (2008) concluyen
que las personas que practican su fe
tienen una mayor probabilidad de estar
satisfechos con la vida a comparación
de aquellos que no practican ninguna
creencia religiosa.
Es por tal motivo que se decide
buscar algún instrumento que mida la
actitud religiosa de jóvenes estudiantes
universitarios de Lima Metropolitana,
Perú y encontrar sus propiedades
psicométricas para que este pueda
ser cada vez más utilizado y otros
investigadores se animen a investigar
más sobre este tema.
De esta forma, se decide trabajar
con la Escala de Actitud Religiosa
(EAR), desarrollada por Orozco-Parra
& Dominguez-Espinosa (2014). Este
instrumento mide la presencia de
creencias religiosas en personas que
creen en una religión teísta. Este
test fue construído a partir de otras
escalas orientadas a medir actitides
hacia el cristianismo, judaísmo,
hinduísmo e islán, propuestas por
Francis et al. (citados por Orozco-Parra
& Domíngez-Espinosa, 2014). Por tal
motivo, las autoras decidieron estudiar
todos estos instrumentos para poder
modicar los ítems y, de esta manera,
fueran incluídas todas las tradiciones
religiosas teístas.
Para esta escala, se
han encontrado coecientes alfa de
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Cronbach mayores a 0,89 (Francis
& Enger, citados por Orozco-Parra &
Dominguez-Espinosa, 2014). Orozco-
Parra & Domínguez-Espinosa (2014)
realizaron la prueba de co
nsistencia
interna de alfa de Cronbach y
evaluaron la correlación ítem-escala,
la varianza explicada (correlación al
cuadrado) con los otros reactivos y el
valor de la abilidad si se eliminaba el
reactivo. Obtuvieron un coeciente alfa
de 0,93; aún así, decidieron eliminar
un ítem, quedando la escala con 17
ítems. De esta manera, obtuvieron una
abilidad de 0,94. En cuanto a validez,
se realizó un análisis factorial con los
17 ítems a través de una extracción de
componentes principales con rotación
ortogonal (Varimax), siendo la prueba
de esferecidad de Bartlett’s signicativa
y la medida de adecuación del tamaño
de muestra KMO fue adecuada
(0,96). Todos los reactivos terminaron
teniendo cargas factoriales superiores
a 0,40 y comunalidades por encima de
0,20.
En otra instancia, se identicó
que las versiones de estas escalas
siempre muestran una estructura
de un solo factor (Lewis & Francis,
2004; Tiliopoulos et al., 2013, Yablon
et al., 2014, citados por Orozco-Parra
& Dominguez-Espinosa, 2014). De
la misma manera, Rivera-Encinas &
Huarcaya-Victoria (2019), llevaron a
cabo un análisis factorial conrmatorio,
utilizando un modelo de un solo factor
latente. Encontraron que la escala a
una sola dimensión tiene un ajuste
aceptable, GFI (“Goodness of Fit Index”
– Índice de Bondad de Ajuste) = 0,91,
TLI (“Tucker-Lewis Index” – Índice
Tucker-Lewis) = 0,92, RMSE (“Root
Mean Square Error of Approximation”
– Error Cuadrático Medio de
Aproximación) = 0,08, RMR (“Root
Mean Square” – Media cuadrática) =
0,69. Es importante mencionar que la
escala contiene cinco puntos que van
desde Totalmente de acuerdo (5) hasta
Totalmente en desacuerdo (1). Del total
de ítems (17), ocho fueron invertidos.
Rivera-Encinas & Huarcaya-Victoria
(2019) también realizaron un análisis
de validez de la escala calculando la
medida de adecuación muestral KMO
(Kaiser-Meyer-Olkin) y obtuvieron
un resultado satisfactorio con la
prueba de esfericidad de Bartlett y
medida KMO = 0,95. Por otro lado,
encontraron una consistencia interna
aceptable (alfa de Cronbach = 0,94);
sin embargo, si se eliminaban los ítems
7, 12 y 14 del instrumento original,
el coeciente alfa incrementaba a
0,95, por lo que optaron por hacerlo,
quedando tan solo 14 ítems. Luego de
ello, aplicaron el test de esfericidad
de Bartlett o KMO. A través de una
extracción de componentes principales
con rotación Varimax y normalización
de Kaiser, se encontraron dos factores
con autovalores de 8,67 y 1,15,
respectivamente, cada uno aporta el
44,92% y el 25,24% de la varianza total
explicada en la rotación y en conjunto
son el 70,1% de la varianza total.
Entonces, en base a la información
mencionada, el presente estudio
tiene como propósito analizar las
propiedades psicométricas de la Escala
de Actitud Religiosa de Orozco-Parra &
Domínguez-Espinoza (2014), adaptada
por Rivera-Encinas & Huarcaya-
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Victoria (2019), evaluando su validez
y conabilidad. De esta manera, en
vista de la información presentada
previamente, se busca evidenciar que la
Escala de Actitud Religiosa cuenta con
adecuadas propiedades psicométricas
de validez y conabilidad.
MATERIALES Y MÉTODOS
El presente estudio es de tipo
instrumental, ya que busca demostrar
las propiedades psicométricas de un
instrumento de medición (Montero &
León, 2007). Los participantes fueron
137 estudiantes de diferentes carreras
profesionales de universidades
privadas de Lima Metropolitana, Perú,
de ambos sexos, varones y mujeres,
cuyas edades uctuaron entre los 18 y
los 30 años.
La selección de los participantes
se realizó mediante un muestreo no
probabilístico intencional, haciendo
uso de la herramienta de Soper para
identicar el número adecuado de
muestra, obteniendo un tamaño
de muestra recomendable de 137
personas, cantidad con la que se
trabajó. Sánchez-Carlessi & Reyes-
Meza (2015) mencionan que en
un muestreo no probabiístico el
investigador busca que la muestra sea
representativa de la población de donde
es extraída, y que lo importante es que
dicha representatividad se dé en base
a una opinión o intención part
icular
(para la investigación) y por lo tanto
la evaluación de la representatividad
termina siendo subjetiva (p. 161). Por
su parte, Vara-Horna (2015) reere
que este muestreo es el mejor y el más
frecuente usado en las investigaciones
cientícas. “El muestreo se realiza
sobre la base del conocimiento y
criterios del investigador. Se basa,
prioritariamente, en la experiencia con
la población” (p. 268).
Se aplicó la Escala de Actitud Reli-
giosa (EAR) originalmente desarrollada
por Orozco-Parra & Domínguez-Espi-
nosa (2014) y nalmente adaptada por
Rivera-Encinas & Huarcaya-Victoria
(2019). Esta escala mide la presencia
de creencias religiosas en personas que
creen en una religión teísta. Inicialmente
este instrumento fue creado a partir de
otras escalas orient
ad
as a medir actitudes
hacia el cristianismo, judaísmo, hinduismo
e islán, propuestas por Francis et al. (cita
dos
por Orozco-Parra & Domínguez-Espinosa,
2014). Fue por tal
razón que las autoras
deciden modicar los ítems para que
sean incluidas todas las religiones
tradicionalmente teístas.
La escala contiene cinco puntos
que van desde Totalmente de acuerdo
(5) hasta Totalmente en desacuerdo
(1). Del total de ítems (17), ocho
fueron invertidos. Finalmente,
este instrumento fue adaptado a
estudiantes universitarios peruanos
en el año 2019 por Rivera-Encinas
& Huarcaya-Victoria. Realizaron
un análisis de validez de la escala
calculando la medida de adecuación
muestral KMO y se obtuvo un
resultado satisfactorio con la prueba
de esfericidad de Bartlett. También
se encontró una consistencia interna
aceptable con tan solo 14 ítems, como
ya se ha descrito a detalle previamente.
Se realizó un Análisis Factorial
Exp
loratorio partiendo de una matriz
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de correlaciones policóricas (escala
ordinal tipo Likert), teniendo en cuenta
el índice de esfericidad de Bartlett y
el índice de adecuación de tamaño de
muestra de KMO (Burga-León, 2019).
Luego, se utilizaron como criterios
el gráco de sedimentación de Catell
(“screen plot”) y la relación entre los
autovalores del primer y segundo
factor extraídos (λ1/ λ2 ≥5). También
se utilizó una Matriz Factorial de
la solución con dos factores con
rotación de tipo varimax, así como
una matriz factorial con solución
unidimensional, y se elaboró un gráco
de componentes. Adicionalmente se
llevó a cabo un Análisis Factorial
Conrmatorio. Finalmente, para
encontrar el coeciente de conabilidad
del instrumento, se utilizó el alfa de
Cronbach y el Omega.
Dentro de las limitaciones del
presente estudio, debido a la coyuntura
actual (pandemia por COVID-19),
varios estudiantes no pudieron
colaborar con la investigación por
temas de acceso a internet, de salud,
entre otros personales. Debido al
primer punto, se complicó, en algunos
casos, el poder hacer seguimiento a
que los estudiantes estén respondiendo
correctamente al instrumento y estén
entendiendo adecuadamente todos
los ítems. Finalmente, es importante
destacar que el trabajo de investigación
se realizó en un contexto de pandemia
por COVID-19, por lo que podría no
ser tan generalizable, pero tiene una
proyección de gran utilidad fuera de
este contexto.
Aspectos éticos: Antes de la apli-
cación del instrumento, fue entregado
un formato de consentimiento infor-
mado a los participantes para que ellos
puedan decidir participar o no del es-
tudio. Solo fueron evaluados aquellos
estudiantes que estuvieron de acuer-
do con colaborar con la investigación.
Luego, se evitó realizar cualquier daño
o incomodidad a cualquiera de los
participantes respetando, por ejemplo,
la condencialidad de cada uno de ellos,
salvaguardando su información personal.
Es importante recordar siempre los
principios de benecencia, autonomía y
justicia para la realización de cualquier
trabajo de investigación (Siurana-
Aparisi, 2010). Finalmente, pero no
menos importante, fueron publicados
los resultados del trabajo realizado para
conocimiento de los participantes y de la
comunidad cientíca.
RESULTADOS
Se llevó a cabo un Análisis Factorial
Exploratorio partiendo de una matriz
de correlaciones policóricas, debido a
que los items se encuentran en una
escala de medición ordinal tipo Likert
con puntajes que van del 1 al 5.
Los análisis preliminares indicaron
que era factible proceder con el
Análisis Factorial Exploratorio (AFE)
ya que se obtuvieron valores de
2078,1 (df = 91; p = 0,00001) para el
índice de esfericidad de Bartlett que
indica que la matriz de correlaciones
policóricas es distinta a una matriz
identidad y de 0,91 para el índice de
adecuación de tamaño muestra de
KMO. Los resultados de este análisis
se observan en las Tablas 1, 2 y 3.
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Tabla 1. Varianza Explicada en base a los autovalores de los reactivos
en la investigación de las propiedades psicométricas de la Escala de Actitud
Religiosa de Orozco-Parra & Domínguez-Espinoza (2014), adaptada por Rivera-
Encinas & Huarcaya-Victoria (2019).
Factor Autovalor Proporción de varianza
explicada Proporción de varianza
explicada acumulada
1 9,56 0,68 0,68
2 1,18 0,08 0,76
3 0,76 0,05
4 0,51 0,03
5 0,38 0,02
6 0,34 0,02
7 0,27 0,01
8 0,24 0,01
9 0,20 0,01
10 0,14 0,01
11 0,12 0,008
12 0,09 0,007
13 0,07 0,005
14 0,04 0,003
La Tabla 1 indica que existen dos
factores con autovalores superiores a
1, lo que en un primer momento podría
estar indicando que el instrumento
evalúa dos factores. Para el presente
estudio se utilizan como criterios el
gráco de sedimentación y la relación
entre los autovalores del primer y
segundo factor extraídos (λ1/ λ2 ≥5).
Figura 1. Gráco de sedimentación de los autovalores por cada factor del
instrumento en la investigación de las propiedades psicométricas de la Escala de
Actitud Religiosa de Orozco-Parra & Domínguez-Espinoza (2014), adaptada por
Rivera-Encinas & Huarcaya-Victoria (2019).
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En la gura 1 que muestra el gráco
de sedimentación de Catell (screen
plot) se puede observar los dos factores
con autovalores superiores a 1 que se
han obtenido en el presente análisis
(9,56 y 1,18, respectivamente). El
gráco sugiere optar por una solución
factorial de tipo unidimensional.
Al calcular la relación entre los
autovalores del primer y segundo
factor extraídos se obtiene un valor
de 8,10 superior al valor de 5 (λ1/ λ2
≥5), por lo que este criterio también
sugiere optar por una solución de tipo
unidimensional.
En la tabla 2 se puede apreciar
la Matriz Factorial de la solución
con dos factores con rotación de tipo
varimax. Un aspecto relevante es que
la matriz muestra nueve ítems que no
son puros, o sea, que tienen cargas
factoriales altas (≥0,30).
Tabla 2. Matriz Factorial con dos factores con rotación Varimax en la
investigación de las propiedades psicométricas de la Escala de Actitud
Religiosa de Orozco-Parra & Domínguez-Espinoza (2014), adaptada por
Rivera-Encinas & Huarcaya-Victoria (2019).
Ítem F1 F2
10,70 0,60
20,69 0,54
3-0,82
40,64 0,60
50,66 0,61
60,66 0,58
70,67 0,62
8-0,89
90,85 0,35
10 -0,81
11 0,88
12 -0,33 -0,64
13 0,82
14 0,70 0,37
La tabla 3 muestra la Matriz
Factorial de la solución con un solo
factor. En esta matriz se aprecian
ítems directos e inversos (3, 8, 10 y
12) lo que estaría representando las
actitudes favorables (ítems directos)
y las actitudes desfavorables (ítems
inversos).
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PAIDEIA XXI
Tabla 3. Matriz Factorial con un solo factor en la investigación de las
propiedades psicométricas de la Escala de Actitud Religiosa de Orozco-Parra
& Domínguez-Espinoza (2014), adaptada por Rivera-Encinas
& Huarcaya-Victoria (2019).
Ítem F1 Comunalidad
10,924 0,854
20,877 0,770
3-0,753 0,568
40,887 0,787
50,909 0,827
60,885 0,783
70,921 0,847
8-0,798 0,637
90,865 0,749
10 -0,757 0,573
11 0,776 0,603
12 -0,676 0,457
13 0,721 0,520
14 0,772 0,596
En la gura 2 se aprecia el gráco
de componentes en donde se puede
ver la agrupación de los ítems inversos
y directos como los dos polos de una
sola dimensión.
Figura 2. Gráco de componentes principales en la investigación de las
propiedades psicométricas de la Escala de Actitud Religiosa de Orozco-Parra
& Domínguez-Espinoza (2014), adaptada por Rivera-Encinas & Huarcaya-
Victoria (2019). CR1 a CR14 = Creencias Religiosas 1 al 14.
Tamayo-Toro & Ojeda-Mercado
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PAIDEIA XXI
En consideración a los resultados
anteriormente señalados se optó por
la solución unidimensional como
la mejor solución. Adicionalmente
se llevó a cabo un Análisis
Factorial Conrmatorio, el cual
puede observarse en la Figura 3,
obteniéndose adecuados índices de
bondad de ajuste GFI = 0,92; AGFI
(“Adjusted Goodness of Fit Index” –
Índice de Bondad de Ajuste Ajustado)
= 0,97; NFI (“Normed Fit Index” –
Índice de Ajuste Normado) = 0,95; CFI
(“Comparative Fit Index” – Índice de
Ajuste Comparativo) = 0,97; RMSA =
0,06.
Figura 3. Análisis Factorial Conrmatorio de la Escala de Actitudes
Religiosas de Orozco-Parra & Domínguez-Espinoza (2014), adaptada por
Rivera-Encinas & Huarcaya-Victoria (2019). CR1 a CR14 = Creencias
Religiosas 1 al 14.
Psychometric properties of the religious attitude scale
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PAIDEIA XXI
Finalmente, respecto a la cona-
bilidad del instrumento, se encontró
un coeciente de consistencia interna
Omega de 0,95 y un coeciente alfa de
Cronbach de 0,95. El primero traba-
ja con cargas factoriales (Gerbing &
Anderson, 1988, citados por Ventu-
ra-León & Caycho-Rodríguez, 2017),
mientras que el segundo mide el gra-
do en que las respuestas son consis-
tentes a través de los ítems dentro de
la medición (Kline, 2011, citado por
Maese-Núñez et al., 2016).
DISCUSIÓN
Como se mencionó previamente,
se llevó a cabo un Análisis Factorial
Exploratorio partiendo de una matriz
de correlaciones policóricas, ya que
los items se encuentran en una escala
de medición ordinal tipo Likert con
puntajes que van del 1 al 5, por lo que
no cumplen con los requisitos para
aplicar la correlación de Pearson, como
son el nivel de medición en escala de
intervalo y distribución normal de la
variable.
Los análisis preliminares indicaron
que era factible proceder con el Análisis
Factorial Exploratorio (AFE) ya que
se obtuvieron valores de 2078,1 (df
= 91; p = 0,000010) para el índice de
esfericidad de Bartlett que indica que
la matriz de correlaciones policóricas
es distinta a una matriz de identidad
y de 0,91 para el índice de adecuación
de tamaño de muestra de KMO.
La Tabla 1 indica que existen dos
factores con autovalores superiores a
1, lo que en un primer momento podría
estar indicando que el instrumento
evalúa dos factores. Esto coincide con
los resultados de las creadoras de la
prueba Orozco-Parra & Domínguez-
Espinosa (2014), quienes en su
análisis de validación identicaron dos
factores con autovalores de 9,5 y 1,33,
cada uno; sin embargo, basándose en
el gráco de sedimentación (“screen
test”), decidieron llevar a cabo un
segundo análisis con una solución
unidimensional, obteniendo un único
factor que alcanzó a explicar un total
del 55% de la varianza, por lo que
optaron por esta solución.
Lo anterior fue de manera semejante
a lo hallado en el primer análisis por
Orozco-Parra & Domínguez-Espinosa
(2014), Rivera-Encinas & Huarcaya-
Victoria (2019) quienes analizaron la
validez del instrumento en una muestra
de estudiantes de medicina en el Perú
en el análisis factorial realizado a través
de una extracción de componentes
principales con rotación Varimax y
normalización de Kaiser. Encontraron
dos factores con autovalores de 8,67 y
1,15 respectivamente, concluyendo que
a diferencia de los anteriores estudios
(Lewis & Francis, 2004; Tiliopoulos et
al., 2013; Yablon et al., 2014, citados
por Orozco-Parra & Domínguez-
Espinosa, 2014), no pueden armar
que el instrumento pueda reducirse a
un solo factor, estando este compuesto
por dos factores: actitud positiva hacia
la
religión y actitud negativa hacia la
religión.
Desde el punto de vista psicológico
esta última conclusión no se considera
pertinente ya que las actitudes positivas
o negativas son los dos polos de una
misma dimensión o factor, por lo que
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PAIDEIA XXI
se considera necesario llevar a cabo
un análisis de la dimensionalidad del
instrumento; para ello se debe resaltar
que según Wright & Linacre (1989),
en la prácti
ca, ningún instrumento es
perfectamente unidimensional, o sea
que la forma como se responde a sus
ítems no obedece exclusivamente a
único atributo, lo importante es que la
manera como los ítems son contestados
sea debida a un solo factor dominante.
Bejar (1983) propone otras formas de
entender la unidimensionalidad; sin
embargo, en el presente estudio se
asume la postura de Wright & Linacre
(1989).
Dentro de la perspectiva factorial
no hay un único criterio para
determinar la unidimensionalidad
de un instrumento; se puede usar la
cantidad de varianza explicada por el
primer factor extraído como lo señala
Reckase (1979), de igual manera lo
hacen autores como Carmines &
Zeller (1979), Reckase (1979) y Zwick
(1985), o se puede usar como criterio
la relación entre los autovalores del
primer y segundo factor extraídos
como lo propone Hattie (1985) entre
otros criterios. Para el presente estudio
se utilizan como criterios el gráco de
sedimentación y la relación entre los
autovalores del primer y segundo factor
extraídos (λ1/ λ2 ≥5).
En la gura 1 que muestra el gráco
de sedimentación de Catell (“screen
plot”) se puede observar los dos factores
con autovalores superiores a 1 que se
han obtenido en el presente análisis
(9,56 y 1,18 respectivamente). El gráco
sugiere optar por una solución factorial
de tipo unidimensional. Al calcular
la relación entre los autovalores del
primer y segundo factor extraídos se
obtiene un valor de 8,10 superior al
valor de 5 (λ1/ λ2 ≥5), por lo que este
criterio también sugiere optar por una
solución de tipo unidimensional.
En consideración a los resultados
anteriormente señalados y a la
discusión presentada se optó por la
solución unidimensional como la mejor
solución.
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Received March 27, 2022.
Accepted April 16, 2022.