Introducción
Estadísticas a nivel mundial indican la existencia de 600 millones de personas mayores de 60 años, cifra que podría llegar a duplicarse para el año 2025 (Ward, Parikh y Workman, 2011). Esta realidad no es ajena a países como el Perú, donde actualmente las personas con edades entre los 60 y 79 años representan el 7.6% de la población total (Instituto Nacionae Estadística e Informática - INEI, 2016b), estimando que para el año 2050, este porcentaje se puede incrementar al 15.7% (INEI, 2016a). Este rápido incrementemográfice la población adulta mayor es producte la mejora en las condiciones y expectativas de vida (Urzúa y Navarrete, 2013), por un lado, y de la disminución de la tasa de natalidad, mediada por los cambios socioculturales que han tenido impacto en el tamaño y la estructura de las familias en la actualidad (Arias, Castro et al., 2013). Por ello, este es un tema del máximo interés para la formulación de políticas de salud pública (Rodríguez, 2016; Roig, Ávila, Mac Donal y Ávila, 2015) basadas en modelos conceptuales de envejecimiento exitoso (Cosco, Prina, Perales, Stephan y Brayne, 2014a, 2014b; Kuh, Karunananthan, Bergman y Cooper, 2014) y orientadas aesarrolle una mejor calidae vida y bienestar del adulto mayor.
Un tema que en los últimos años está recibiendo atención por parte de la comunidad científica es el rol que cumple la resiliencia dentrel procese envejecimiento saludable y exitoso (Resnick, 2014). El concepte resiliencia fue introducido en gerontología por Windle (2011), quien la definió como el procese adaptación efectiva frente al estrés o trauma, facilitado por el emplee recursos personales y del propio entorno, que puede variar a largel curse la vida.
Si bien la literatura acerca de la resiliencia en los adultos mayores se ha incrementado en los últimos años (Ponce, 2015), como se expresa en la edición de 2012 de la Annual Review of Gerontology and Geriatrics, cuyo tema fue “Perspectivas emergentes sobre la resiliencia en la edad adulta y la vejez” (Smith y Hayslip, 2012), existen discusiones acerca de su conceptualización y medición (Panter-Brick y Leckman, 2013). A pesar de lo complejel concepto (para una mejor revisión puede verse Cosco et al., 2017; Fernandes de Araújo, Teva y Bermúdez, 2015; Southwick, Bonanno, Masten, Panter-Brick y Yehuda, 2014), la resiliencia es comúnmente comprendida como eominie recursos personales y factores contextuales que permiten a los individuos afrontar con éxito y lograr una adaptación positiva ante los diferentes estresores que aparecen a large la vida (Luthar y Cichetti, 2000; Masten, 2001, 2007; Newman, 2005). Así, la resiliencia sería un mecanismo autorregulador de protección ante la aparición de posibles consecuencias difíciles en momentos determinados del curso vital (Masten, 2007; Sojo y Guarino, 2011). En este sentido, se considera a la resiliencia como un factor importante en la investigación sobre la vejez y el envejecimiento, que es un período caracterizado por la presencia de una serie de situaciones estresantes, coma disminución de autonomía y deuen funcionamiento cognitivo, así como el afrontamiente la propia muerte y la de los contemporáneos (Ryff, Singer, Love y Essex, 1998; Serrano-Parra et al., 2012).
En tal sentido, una aproximación interesante al tema la dio Erikson (2000) al proponer que durante la vejez los adultos mayores vivencian un conflicto psíquico mediado por la integridad y la desesperanza que se resuelve a través de la virtue la sabiduría. Hoy en día, empero, la resiliencia ha cobrado vital importancia, al favorecer el ajuste del adulto mayor con la etapa de la vida que le toca vivir. Es así que algunos autores consideran a la vejez como un periodo caracterizado por la resiliencia (Ebner, Freund y Baltes, 2006), lo que permite una optimización de los recursos personales del adulto mayor (Hardy, Concato y Gill, 2004; Serrano-Parra et al., 2012). En este sentido, Resnick (2014) señala que la presencia de conductas prosociales, autoeficacia, autoestima positiva, espiritualidad, capacidad para utilizar el sentidel humor, creatividad, esfuerzos por alcanzar metas de logro, mantenimiente una actitud positiva, flexibilidad, autodeterminación y optimismo se contemplan como atributos personales característicos de los adultos mayores resilientes que ayudan a percibir los retos comportunidades de crecimiento.
Asimismo, diversas investigaciones señalan el papee la resiliencia como predictor deienestar (Christopher, 2000; Rowe y Kahn, 2000; Wagnild, 2003) y de la salud, tanto física como mental, en los adultos mayores (Davydov, Stewart, Ritchie y Chaudieu, 2010; Fredriksen-Goldsen, Kim, Shiu, Goldsen y Emlet, 2014; Friedli y World Health Organization, 2009; Netuveli, Wiggins, Montgomery, Hildon y Blane, 2008; Hildon, Montgomery, Blane, Wiggins y Netuvelli, 2010; Nygren et al., 2005; Schure, Odden y Goins, 2013; Windle, Bennet y Noyes, 2011). Los resultados de estos estudios sirven como evidencia para la formulación de programas que promuevan la resiliencia, buscando efectos positivos a largo plazo (Zeng y Shen, 2010). Ante esto se hace necesario contar con instrumentos para medir la resiliencia que posean evidencias de validez y fiabilidad. La resiliencia ha sido evaluada principalmente con medidas de autoinforme, que en su mayoría se construyeron para aplicarse en población general (Tomás, Meléndez, Sancho y Mayordomo, 2012). Una revisión realizada por Resnick (2014) muestra los instrumentos de autoinforme para la medición de la resiliencia más usados en adultos mayores, coma Resilience Appraisal Scale (RAS; Johnson, Gooding, Wood y Tarrier, 2010), la Resilience Scale for Adults (RSA; Friborg, Hjemdal, Rosenvinge y Martinussen, 2003), la Connor-Davidson Resilience Scale (CD-RISC; Baruth y Carroll, 2002), entre otros. Se caracterizan por estar conformados por entre 12 a 37 ítems y evaluar diferentes dimensiones de la resiliencia.
Considerando que en ocasiones, según la población o eiseñel estudio, se requiere de una respuesta rápida, se han desarrollado versiones cortas de las medidas de autoevaluación de la resiliencia (Tomás et al., 2012). Así, es posible encontrar versiones abreviadas del CD-RISC de 2 ítems (Vaishnavi, Connor y Davidson, 2007) y 10 ítems (Campbell-Stills y Stein, 2007; Notario-Pacheco et al., 2011; Serrano-Parra et al., 2012). La Brief Resilient Coping Scale (BRCS; Sinclair y Wallston, 2004) es otra medida breve y unidimensional compuesta por cuatro ítems que hace fácil su aplicación e interpretación en población de adultos mayores. Construida originalmente en inglés según el modelo teórice Polk (1997), la BRCS evalúa la capacidae los individuos para hacer frente al estrés de manera adaptativa (Sinclair y Wallston, 2004). La primera versión de la BRCS, conformada por nueve ítems, se probó en una muestra de pacientes estadounidenses con artritis reumatoide (Limonero et al., 2014). A partir de un análisis psicométrico, la versión inicial fue reducida a una escala finae cuatro ítems, que contó con adecuadas propiedades psicométricas.
La BRCS ha sido traducida y se han estudiado sus propiedades psicométricas en adultos mayores en diferentes investigaciones llevadas a cabo en España (Navarro-Pardo et al., 2015; Tomás et al., 2012) y Portugal (Belo, Pocinho y Rodrigues, 2016). Un primer estudio con adultos mayores de Valencia (España) (Tomás et al., 2012) reportó un valor del coeficiente de fiabilidad elevado (alfa de Cronbach = .83) e índices de ajuste adecuados ( χ2 = 5.20, p = .07, CFI = .95, SRMR = .05 y RMSEA = .19), con cargas factoriales estandarizadas que oscilaron entre .61 a .83, además de correlaciones estadísticamente significativas entre la resiliencia, los recursos de afrontamiento (por ejemplo, optimismo y autoeficacia) y eienestar psicológico. Otro estudio, también con adultos mayores españoles (Navarro-Pardo et al., 2015), indicó un valor del coeficiente alfa de Cronbach de .84, índices de ajuste también adecuados (χ2 = 107.02, p = .001, CFI = .94, SRMR = .07 y RMSEA = .22) y cargas factoriales que variaban entre .68 y .85. Finalmente, en Portugal, Belo et al. (2016) compararon la estructura unidimensionaeRCS entre jóvenes y adultos mayores, examinanda invariancia de medida a través de la edad. Los resultados señalaron que los valores de los índices de fiabilidad y ajuste del modelo unidimensional son mejores en adultos mayores (alfa de Cronbach = .76, χ2 = 1.563, p = .458, CFI = 1, NFI = .99, IFI = 1, RMSEA = .0001) que en jóvenes (alfa de Cronbach = .67, χ2 = 3.194, p = .202, CFI = .985, NFI = .985, IFI = .986, RMSEA = .063).
Los resultados anteriores brindan evidencia para considerar eRCS como una medida que ofrece interpretaciones válidas y fiables de la resiliencia en adultos mayores. Resultados similares se han encontrado al estudiar las propiedades psicométricas deRCS en muestras de jóvenes españoles (De Paula Mulatiere y Gutiérrez-Marco, 2017; Limonero et al., 2014) y portugueses (Ribeiro y Morais, 2010). Sin embargo, hasta donde se conoce de la literatura, las propiedades psicométricas deRCS no han sido examinadas en adultos mayores del Perú y otros países de Latinoamérica. Por tanto, es conveniente preguntarse: ¿mantendrá la BRCS sus apropiadas propiedades psicométricas en adultos mayores peruanos? En este sentido, ebjetivo primariel presente estudio es brindar evidencias de validez factorial, convergente y discriminante, así come fiabilidad, de la BRCS para uso en adultos mayores peruanos. De acuerdo a la literatura revisada, se plantearon como hipótesis: 1) la presencia de una estructura unidimensional en la BRCS, 2) correlaciones positivas entre las puntuaciones de la BRCS y satisfacción con la vida y el humor como afrontamiento y 3) una correlación negativa con los síntomas depresivos. El estudio se justifica por la necesidae examinar las propiedades psicométricas de la BRCS en un contextiferente ariginal que permita a los profesionales de la salud tener una medida breve de la resiliencia que sea de fácil aplicación e interpretación, tanto en el ámbito clínico como en el socia de investigación.
Método
Participantes
Los participantes, seleccionados mediante un muestreo por conveniencia, fueron 236 adultos mayores asistentes a los Centros del Adulto Mayor (CAM) del Seguro Sociae Saluel Perú (EsSalud) ubicados en la ciudae Trujillo, de los cuales el 78.4% eran mujeres y el 21.6% hombres. La edad promediel totae participantes fue 72.8 años (DT = 6.90), de los hombres 77.84 años (DT = 6.26) y de las mujeres 71.44 años (DT = 6.42). Un análisis de comparación de medias evidenció diferencias significativas e importantes en el promedie edad a favor de los hombres, t (234) = 6.340, p = 0.00, d = 1.002, IC 95% 0.679-1.325. Respecto al estado civil, un 1.3% era soltero(a), 34.7% casado(a), 25.8% era conviviente, 15.7% era divorciado(a)/separado(a) y el 22.5% era viudo(a). En relación a la convivencia familiar, el 10.6% señaló vivir solo(a), 35.2% vive solo con su esposo(a), 26.7% vive solo con sus hijos, 25.4% vivía con su esposo(a) e hijos y el 2.1% vivía con otros familiares (no esposo(a) o hijos). El 48.3% señaló tener entre buena y muy buena salud física, el 36% una salud física promedio y el 15.7% indicó tener una mala salud física. Finalmente, el 55.1% indicó tener una buena o muy buena calidae vida, mientras que el 39.4% y el 5.5% señaló tener una calidae vida promedio y mala respectivamente.
Instrumentos
Los participantes respondieron una encuesta anónima que comprendía datos sociodemográficos y los siguientes instrumentos:
Brief Resilient Coping Scale (BRCS; Sinclair y Wallston, 2004). Medida unidimensional compuesta por cuatro ítems que evalúan la capacidad para hacer frente al estrés de manera adaptativa. La versión originae Sinclair y Wallston (2004) presentó un valor del coeficiente alfa de Cronbach, como medida de consistencia interna, de .69, un coeficiente de correlación test-retest de .71 y buenos índices de bondae ajuste (χ2 = 2.13, p = .03, CFI = .99, SRMR = .02 y RMSEA = .01). Los ítems puntúan en una escala tipikert desde 1 (no me describe en absoluto) a 5 (me describe muy bien), donde las puntuaciones oscilan entre 4 y 20. Para este estudio se usó la traducción realizada por Limonero et al. (2014).
Escala de satisfacción con la vida (SWLS; Diener, Emmons, Larsen y Griffin, 1985). Esta escala está conformada por cinco ítems y tiene combjetivo evaluar el juicio generaas personas acerca de la satisfacción con su vida. Para este estudio se usó la versión española de la SWLS de Atienza, Pons, Balaguer y García-Merita (2000), con cincpciones de respuesta. En el presente estudio, la fiabilidae la SWLS, evaluada por el coeficiente alfa de Cronbach, fue de .78 (IC 95% 0.72-0.83).
Escala de humor aplicado al afrontamiento (CHS; Lefcourt y Martín, 1986). Está conformada por siete ítems con cuatro alternativas de respuesta (de muy en desacuerdo a totalmente de acuerdo) que evalúan la manera en que las personas expresan y usan el humor para afrontar estímulos estresantes o situaciones problemáticas. Su puntuación oscila entre 7 y 28 puntos. La fiabilidae la puntuación total en el presente estudio fue satisfactoria, como indica el alfa de Cronbach igual a .92 (IC 95% 0.89-0.94).
Escala de depresión geriátrica-5 ítems (GDS-5; Gómez-Angulo y Campo-Arias, 2011). Se trata de la versión breve de 5 ítems dicotómicos (Sí o No) derivada de la escala para depresión geriátrica originae 30 ítems (Yesavage y Brink, 1983). Evalúa, con un métode screening, los síntomas cognoscitivos de la depresión en adultos mayores. La fiabilidae la GDS-5 en el presente estudio fue de .76 (IC 95% 0.70-0.81).
Procedimiento
Primero, el estudio recibió la aprobación del comité de ética de las universidades que colaboraron en el estudio. Segundo, se solicitaron los permisos a las autoridades de los CAM de EsSalue la ciudae Trujillo para la aplicación de los instrumentos de medida, informandebjetivo y los aspectos éticos y metodológicos del estudio. Obtenidas las autorizaciones respectivas, se informó a los participantes debjetivel estudio, obteniendo su participación voluntaria a través de la firma del consentimiento informado. Los instrumentos fueron administrados colectivamente en algunos casos y de manera individual en otros por un miembrel equipe investigación en un tiempo aproximade 20 minutos.
Análisis de Datos
El estudie la estructura interna deRCS se llevó a cabo mediante un análisis factorial confirmatorio (AFC) sobre la matriz de correlaciones policóricas, utilizando el programa EQS 6.2 (Bentler y Wu, 2012), debido a la existencia de una estructura teórica ya validada. Primero se calcularon estadísticos descriptivos (media, desviación típica, asimetría y curtosis) para los ítems de la escala. El análisis de la asimetría y curtosis, junto con el coeficiente de Mardia de normalidad multivariada, ayudaron en la decisión del métode estimación más apropiado. Se utilizó el métode máxima verosimilitud (ML) para el cálcule los parámetros del AFC. En este sentido, se usaron índices de ajuste del modelo y puntos de corte recomendados en la literatura (Hu y Bentler, 1999): estadístico chi-cuadrado (χ2), índice de ajuste comparativo (CFI), raíz del residuo estandarizado medio (SRMR), error cuadrático medie aproximación (RMSEA) y sus intervalos de confianza al 90% (IC 90%). Considerándolos en conjunto, valores de CFI ≥ .95, así como RMSEA y SRMR ≤ .08 brindarían evidencia de un adecuado ajuste del modelo (Hu y Bentler, 1999).
Para obtener evidencias internas de validez convergente se realizó un análisis de la varianza promedio extraída del factor (Average Variance Extracted, AVE), donde valores superiores a .50 son satisfactorias (Fornell y Larcker, 1981), y correlaciones ítem-total. Asimismo, la evidencia de validez convergente basada en la relación con otras variables (Ventura-León, 2017) se estableció correlacionandos puntajes de la BRCS con los de otros constructos teóricamente asociados con la resiliencia. Se calculó el tamañel efecte las correlaciones a partir del valor del coeficiente de correlación (≥ .20: mínimo recomendado, ≥ .50: moderado, ≥ .80: fuerte) y sus respectivos intervalos de confianza (Caycho-Rodríguez, 2017b).
Para la estimación de la fiabilidae las puntuaciones se calcularon diversos coeficientes. Primero, se calculó el alfa de Cronbach con sus respectivos IC 95% mediante el módulo ICAlfa (Caycho-Rodríguez, 2017a; Domínguez-Lara y Merino-Soto, 2015) y posteriormente el coeficiente omega (ω McDonald, 1999; Ventura-León y Caycho-Rodríguez, 2017). Asimismo, se compararon los coeficientes alfa en base al intervale confianza de la diferencia entre dos parámetros (Bonnet, 2010; Domínguez-Lara, Merino-Soto y Navarro-Loli, 2017). Debido a ciertas condiciones del coeficiente alfa que limitan su uso, coma presencia de tau equivalencia y la necesidae ausencia de errores correlacionados (Dunn, Baguley y Brunsden, 2014), se calculó adicionalmente el coeficiente omega (ω Mcdonald, 1999; Ventura-León y Caycho, 2017; Zinbarg, Revelle, Yovel y Li, 2005), que está acorde con el modele análisis factorial usado y que brinda una estimación más precisa de la fiabilidad.
Resultados
Análisis Descriptive los Ítems
La Tabla 1 muestra que el ítem 4 tiene el mayor puntaje promedio (M = 3.779) y el ítem 1 el más bajo (M = 3.415). Los cuatro ítems presentan valores de asimetría y curtosis dentreímite esperado (< ± 1.5). Adicionalmente, el valor del coeficiente de Mardia (3.522) indica el cumplimientel supueste normalidad multivariada (Rodríguez y Ruiz, 2008), al ser inferior a 24 de acuerdo a la fórmula p (p + 2), donde p es el númere variables observadas (Bollen, 1989). Este resultado no afectaría las estimaciones posteriores (Ferrando y Anguiano-Carrasco, 2010; Pérez y Medrano, 2010).
Evidencia de la Estructura Interna deRCS
Mediante el AFC se estimó y evaluó un modelo unidimensional (un solo factor con los cuatro ítems) reportado en la literatura internacional. Los resultados indican que el modelo unidimensional tiene un buen ajuste a los datos, χ2(2) = 4.514, p = .10, CFI =.995, RMSEA = .073, IC 90% 0.000-0.165, SRMR = .016 (Tabla 2). Asimismo, las cargas factoriales estandarizadas (ítem 1 = .773, ítem 2 = .788, ítem 3 = .762, ítem 4 = .878) presentan magnitudes elevadas y son estadísticamente significativas (p < .05), avalanda adecuación del modelo unidimensional. El modelo unidimensional presenta también evidencias internas de validez convergente a partir del valor de AVE = .643, mayor al .50 recomendado (Fornell y Larcker, 1981) y las correlaciones moderadas entre los ítems deRCS (Tabla 1). Además, al nbservarse correlaciones elevadas (r > .90) hay ausencia de multicolinealidad (Tabachnick, Fidell y Osterlind, 2001), por lo que los cuatro ítems no son medidas redundantes de la resiliencia, brindando evidencia de la validez interna discriminante ( Merino-Soto, Domínguez-Lara y Fernández-Arata, 2017).
Enlarge this image.Tabla 1 Medias, desviaciones típicas, asimetría, curtosis y correlaciones entre ítems para los cuatro ítems de la BRCS
Asimismo, en la Tabla 2 se presenta la comparación de los índices de bondae ajuste con estudios previos, evidencianda superioridad con respecto a los hallazgos de Navarro-Pardo et al. (2015) y Tomás et al. (2012). Nbstante, los resultados de Belo et al. (2016) son superiores a los aquí encontrados, aunque no se cuenta con los valores de GFI y SRMR para establecer una comparación clara.
Evidencia de Validez Convergente y Discriminante
Se examinaron las correlaciones entre las puntuaciones deRCS con las escalas de satisfacción con la vida (SWLS), humor como afrontamiento (CHS) y depresión (GDS-5). Teniendo en consideración la literatura, se planteó como hipótesis una correlación positiva entre las puntuaciones deRCS y las puntuaciones de la SWLS y CHS, así como una correlación negativa con las puntuaciones del GDS-5. Los resultados indican la presencia de correlaciones positivas entre BRCS y SWLS (r = .500, p < .01, IC 99% 0.42-0.73), CHS (r = .360, p < .01, IC 99% 0.26-0.62) y una correlación negativa con GDS-5 (r = -.309, p < .01, IC 99% -0.21 - -0.57). Como se observa, todas las correlaciones son significativas, en la dirección esperada y con tamaños del efecto mínimo recomendado (r ≥ .20) y moderado (r ≥ .50).
Estimación de la Fiabilidad
Se estimó la fiabilidad por consistencia interna mediante el cálculel coeficiente alfa de Cronbach (α =.874, IC 95% 0.84-0.90) y el coeficiente omega (ω = .878), brindando evidencia de la adecuada fiabilidae las puntuaciones de la BRCS (Tabla 2). Adicionalmente, se estimó la diferencia entre los coeficientes alfa reportados entre este y los estudios previos con objete determinar si la estimación del error es estadísticamente similar entre las muestras comparadas. Así los IC 95% de las diferencias entre los valores de alfa del presente estudio y ee Navarro-Pardo et al. (2015) (IC 95% -.01 - .07) y Tomás et al. (2012) (IC 95% -0.01 - 0.11) no son estadísticamente significativas, brindando evidencia acerca de que la BRCS estima el error de igual forma entre los grupos comparados (Domínguez-Lara et al., 2017). Caso contraricurre al comparar los valores de alfa del presente estudio y ee Belo et al. (2016) (.04 a 0.19), donde sí se observa diferencia en la estimación del error.
Discusión
El estudio tuvo combjetivo primarifrecer evidencias de validez de constructo, convergente y divergente, así come la fiabilidae las puntuaciones deRCS para su uso en adultos mayores peruanos, debido a la ausencia de evidencia en este grupo etario, no solo en el Perú sino también a niveatinoamericano. Los resultados señalan que eRCS cuenta con valores de índices de ajustes adecuados e incluso superiores a lo encontrado en otros estudios psicométricos realizados en adultos mayores (Belo et al. 2016; Navarro-Pardo et al., 2015; Tomás et al., 2012), además de contar con evidencias de validez interna convergente y discriminante. En este sentido, los resultados brindan evidencias satisfactorias de la estructura interna deRCS, confirmando su unidimensionalidad. Asimismo, las cargas factoriales, que oscilan en un range .762 a .878, son de mayor magnitud que las observadas en el estudiriginal (.62 a .69) (Sinclair y Wallston, 2004) y otras investigaciones comas de Tomás et al. (2012) y Navarro-Pardo et al. (2015), cuyas cargas varían de .61 a .83 y de .68 a .85, respectivamente.
En referencia a Tomás et al. (2012), estos resultados son importantes, ya que permiten replicar la estructura interna deRCS a pesar de las variaciones idiomáticas (inglés y español) y características de los participantes (pacientes con artritis reumatoide, adultos mayores españoles, adultos mayores peruanos). Además, contar con un instrumente medida breve que posee una estructura parsimoniosa y fácie interpretar puede tener implicaciones positivas en la práctica clínica de los profesionales de la salud.
Respecto a la fiabilidad por consistencia interna, se calculó primero el coeficiente alfa de Cronbach, que obtuvo un valor de α = .87, considerado como óptimo (≥ .70) y superior a lo reportado en estudios anteriores con adultos mayores (Belo et al. 2016; Navarro-Pardo et al., 2015; Tomás et al., 2012). Asimismo, la comparación de los coeficientes alfa, en base al intervale confianza de la diferencia entre 2 parámetros, permitió generar evidencia empírica de que la BRCS estima de manera similar el error de medición en el presente estudio así como ee Navarro-Pardo et al. (2015) y Tomás et al. (2012), pero no en ee Belo et al. (2016). La presencia de una diferencia estadísticamente significativa en la estimación de los valores de alfa del presente estudio y ee Belo et al. (2016) indicaría que eRCS presenta cierto sesgo en la estimación de la puntuación verdadera entre las muestras de adultos mayores peruanos y portugueses a pesar de la presencia de puntaciones similares (Domínguez-Lara et al., 2017; Merino y Lautenschlager, 2003; Reynolds, 2000). Esta información es importante en términos prácticos como procedimiento preliminar a estudios comparativos y predictivos, ya que la probable presencia de diferencias entre los valores alfa puede llegar a ser un factor que genere sesgo en la interpretación de los resultados (Merino y Lautenschlager, 2003), a pesar que la magnitue este sesgo sea pequeña. Adicionalmente, se reportó un valor de ω =.878, que brinda mayor evidencia de la adecuada fiabilidae las puntuaciones deRCS. Este resultado es acorde con lo esperado para medidas de tamizaje en evaluaciones masivas ( Domínguez-Lara y Merino-Soto, 2017).
Finalmente, las relaciones entre las puntuaciones deRCS y las medidas de EAEE, SWLS, CHS y GDS-5 proporcionan evidencias de validez convergente y discriminante. El resultado relacionado a la satisfacción con la vida es compatible con lo reportado por Sinclair y Wallston (2004) acerca de las relaciones positivas entre la resiliencia y la satisfacción con la vida. Esto se explica debido a que personas con elevados niveles de resiliencia tienden a afrontar de mejor manera las situaciones estresantes a partir de la puesta en marcha de un conjunte mecanismos personales (coma autoeficacia y la autoestima) e interpersonales (como el apoyo social y familiar) que facilitan la adaptación (Friborg et al., 2006). Asimismo, la relación positiva entre la resiliencia y el humor como afrontamiento evidenciaría el papee este último como facilitador de la adaptación efectiva ante el estrés, a partir de los cambios cognitivos que generan una reevaluación de la situación estresante, el aumente la experimentación de emociones positivas y la reducción de la tensión (Edwards y Martin, 2014; Kuiper, 2012). Finalmente, las correlaciones negativas con la depresión se explican por el efecto moderador de la resiliencia en la relación entre el estrés y la experimentación de emociones positivas y negativas, donde mayores niveles de resiliencia estarían asociados a una mayor experimentación de emociones positivas y una menor probabilidae experimentar emociones negativas (Huisman, Klokgieters y Beekman, 2017; Ong, Bergeman, Bisconti y Wallace, 2006). En conjunto, estos resultados señalan que los adultos mayores resilientes tendrían una mayor probabilidae reportar mejores indicadores de envejecimiento exitoso y adecuados niveles de calidae vida y funcionamiento general (Montross et al. 2006).
Si bien este es el primer estudie validación de la BRCS en adultos mayores peruanos y el primero en esta población a niveatinoamericano, existen algunas limitaciones. Primero, la cantidae adultos mayores que participaron en el estudio es pequeña, por lo que habría que realizar otros estudios de validación de la BRCS en muestras más amplias. Segundo, solo se ha evaluada tendencia de los adultos mayores a enfrentar los eventos estresantes pero no su reacción ante eventos negativos reales. Tercero, no se ha estimada estabilidae las puntuaciones de la BRCS mediante el método test-retest, lo que podría brindar información adicionae la fiabilidad, en concreto sobre la estabilidad temporae las puntuaciones. Cuarto, se usaron diferentes medidas de autoinforme que son propensas a sesgos (Wahlberg, Dorn y Kline, 2010).
Los resultados generan también la necesidae continuar investigaciones futuras que estudien las evidencias de validez y fiabilidae la BRCS en adultos mayores institucionalizados, o muestras clínicas como pacientes con cáncer, enfermedades crónicas egenerativas, entre otros. En ese sentido, algunos estudios realizados en Perú han reportadiferencias en las medidas de otras variables coma felicidad entre adultos mayores institucionalizados y no institucionalizados, a favor de quienes viven con sus familias, en comparación con quienes viven en asilos (Arias, Yépez et al., 2013). Desde el punte vista clínico, la evidencia señala la importancia de obtener interpretaciones válidas de la resiliencia, debido a su papel protector de los efectos negativos del estrés y la depresión en el estade salud física y psicológica en pacientes adultos mayores con insuficiencia cardíaca (Liu, Chang, Wu y Tsai, 2015), VIH/SIDA (Fang et al., 2015) olor crónico (Ruiz-Parraga, Lopez-Martínez, Esteve, Ramírez-Maestre y Wagnild, 2015).
Como conclusión, los hallazgos demuestran que eRCS cuenta con evidencias de validez y fiabilidad para ser considerada una medida breve de la resiliencia en adultos mayores peruanos, con buenas probabilidades de ser útil en la práctica clínica, socia en la investigación.
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aUniversidad Privada del Norte, Perú bUniversidad Autónoma de Nuevo León, México; cUniversidad de Valencia, España; dUniversidad César Vallejo, Perú eUniversidad Católica San Pablo, Perú
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