Construcción de un instrumento para valorar la adaptación social en adolescentes, Piura

En la actualidad, los adolescentes enfrentan múltiples desafíos personales, escolares y socioambientales que afectan su desarrollo integral y dificultan su adaptación social. Estos desafíos, vinculados a la rápida transformación de los entornos familiares y tecnológicos, favorecen el aislamiento, la preferencia por interacciones virtuales y la reducción de la participación en actividades presenciales, lo que puede generar inseguridad personal y riesgo de trastornos afectivos como la depresión o la ansiedad (Mendoza, 2023; Guerra et al., 2019). La Organización de los Estados Americanos (OEA, 2015) ha advertido un incremento sostenido de conductas antisociales en las últimas décadas, asociadas al desempleo, la violencia y el consumo de sustancias, reflejando la necesidad de fortalecer estrategias de evaluación e intervención en la adaptación social.

Desde una perspectiva teórica, Kellam et al. (2008) proponen la Teoría del Ciclo Vital y Campo Social, que concibe la adaptación social como un proceso de interacción dinámica entre las demandas del entorno y las respuestas del individuo. Esta teoría distingue dos dimensiones interdependientes: la dimensión externa, relacionada con la percepción social que los demás tienen del individuo, y la dimensión interna, asociada a su bienestar psicológico. El grado de adaptación depende del cumplimiento de las demandas sociales propias de cada etapa vital, así como del desarrollo de competencias clave como la autonomía, las habilidades sociales, la autoestima y el autocontrol.

La autonomía se refiere a la capacidad de tomar decisiones independientes y asumir responsabilidades personales, favoreciendo el pensamiento crítico y la interacción social equilibrada (Carmona, 2020). Las habilidades sociales comprenden las destrezas necesarias para establecer relaciones positivas y resolver conflictos de forma asertiva (Gonzales y Molero, 2021). Por su parte, la autoestima representa la valoración que el individuo hace de sí mismo y constituye un factor esencial para la construcción de una identidad sólida durante la adolescencia (Rice, 2000; Perales, 2021). Finalmente, el autocontrol permite regular emociones e impulsos, elemento indispensable para una convivencia adecuada (Clinton et al., 2020). Estas dimensiones se integran en el modelo de Kellam (2008) como indicadores fundamentales de la adaptación social, dado que un desarrollo emocional y social equilibrado fortalece el bienestar psicológico y previene conductas desadaptativas.

Diversas investigaciones han señalado que la falta de estrategias de afrontamiento saludable puede derivar en comportamientos antisociales, consumo de sustancias, deserción escolar y dificultades de convivencia (Del Portillo y Tovar, 2022; Rivera et al., 2019; Guzmán et al., 2020; Vargas y Alarcón, 2021). Además, Núñez y Jiménez (2023) advierten que la inadaptación social en adolescentes está estrechamente relacionada con el aumento de la delincuencia juvenil, un fenómeno que responde a factores tanto individuales como contextuales (Ramos, 2015).

Ante este panorama, se hace necesario disponer de instrumentos psicométricamente válidos y confiables que permitan evaluar el nivel de adaptación social en adolescentes, identificando de manera precisa los factores que facilitan o dificultan su ajuste al entorno. Si bien existen escalas orientadas a medir dimensiones sociales o emocionales, la mayoría carece de actualizaciones recientes o no ha sido adaptada al contexto sociocultural latinoamericano. Este vacío teórico y metodológico justifica la presente investigación, cuyo propósito es desarrollar y validar un instrumento para la evaluación de la adaptación social en adolescentes, con el fin de contribuir al diagnóstico y la intervención oportuna en salud mental y convivencia escolar.

En el contexto peruano, la investigación sobre esta variable aún es limitada, y los instrumentos psicométricos disponibles han sido diseñados principalmente en otros países, sin considerar las particularidades socioculturales de la población adolescente local. Esta ausencia de escalas validadas en población peruana dificulta la obtención de resultados comparables y limita la elaboración de estrategias de intervención basadas en evidencia.

Considerando estos fundamentos teóricos, se identificó la necesidad de diseñar y validar psicométricamente una escala de adaptación social para estudiantes de educación secundaria en la ciudad de Piura durante el año 2025. Si bien existen instrumentos internacionales que evalúan esta variable, la mayoría no ha sido validada ni adaptada a la realidad sociocultural peruana, lo que limita su aplicación y la interpretación de sus resultados. Por ello, resulta pertinente desarrollar un instrumento contextualizado que permita evaluar de manera precisa el nivel de adaptación social en adolescentes peruanos, generando evidencia empírica útil para el diseño de estrategias de prevención e intervención orientadas a promover una adaptación social saludable.

En este sentido, el objetivo de la presente investigación fue desarrollar y obtener evidencias psicométricas de la Escala de Adaptación Social para Adolescentes (EASA) en estudiantes de educación secundaria de la ciudad de Piura, 2025.

Este estudio se enmarca en un diseño instrumental, dado que su propósito es el desarrollo y análisis de instrumentos de medición para determinar sus propiedades psicométricas (Montero y León, 2005). Asimismo, se clasifica como una investigación de naturaleza tecnológica, ya que integra métodos y técnicas orientados a la observación, reflexión y praxis, con el fin de analizar y sintetizar el objeto de estudio (Ñaupas et al., 2018).

El proceso de elaboración de la Escala de Adaptación Social para Adolescentes (EASA) se desarrolló en varias fases sucesivas.

En primer lugar, se realizó una revisión teórica exhaustiva de la literatura científica sobre la adaptación social y sus dimensiones (autonomía, habilidades sociales, autoestima y autocontrol), con el fin de definir conceptualmente el constructo y sus indicadores observables. Posteriormente, se elaboró una batería inicial de ítems tomando como base definiciones teóricas y escalas previas relacionadas, adaptadas al contexto sociocultural peruano y al lenguaje de los adolescentes.

En la segunda fase, los ítems fueron sometidos a juicio de expertos, conformado por cinco especialistas en psicología educativa y medición psicológica, quienes evaluaron la pertinencia, claridad y relevancia de cada reactivo, utilizando una escala tipo Likert. A partir de sus observaciones, se realizaron ajustes de redacción y se eliminaron aquellos ítems redundantes o ambiguos.

En la tercera fase, se llevó a cabo un pilotaje preliminar con una muestra de 50 estudiantes de nivel secundario con características similares a la población objetivo. Este pilotaje permitió identificar posibles dificultades de comprensión, evaluar el tiempo de aplicación y estimar una primera medida de confiabilidad de la versión piloto. Con base en los resultados del análisis piloto, se conformó la versión final de la escala, compuesta por 9 ítems distribuidos en dos dimensiones: interna y externa.

Población, muestra y procedimiento

De acuerdo con el Instituto Nacional de Estadística e Informática (INEI, 2021), la población objetivo estuvo conformada por 151 715 estudiantes matriculados en instituciones públicas de educación secundaria de la ciudad de Piura. La muestra se integró por 385 adolescentes, entre 12 y 18 años, seleccionados mediante muestreo probabilístico aleatorio simple.

Tras obtener las autorizaciones pertinentes de las autoridades educativas y de los padres o tutores, se procedió a aplicar la escala de manera colectiva durante el horario de clases. Previamente, se informó a los participantes sobre la confidencialidad y anonimato de sus respuestas, solicitándoles su consentimiento informado.

La recolección de datos se realizó durante el transcurso de una semana con el apoyo del equipo investigador. Posteriormente, los datos fueron procesados y analizados mediante el software SPSS, con el objetivo de evaluar la validez y confiabilidad del instrumento aplicado a la muestra seleccionada.

Tabla 1

Índices V de Aiken con IC 95% para los ítems iniciales del instrumento

Ítem	V de Aiken	IC 95%
1	.95	[.77; .99]
2	1.00	[.85; 1.00]
3	1.00	[.85; 1.00]
4	1.00	[.85; 1.00]
5	.95	[.77; .99]
6	1.00	[.85; 1.00]
7	1.00	[.85; 1.00]
8	1.00	[.85; 1.00]
9	1.00	[.85; .99]
10	.95	[.77; .99]
11	1.00	[.85; 1.00]
12	1.00	[.85; 1.00]
13	1.00	[.85; 1.00]
14	1.00	[.85; 1.00]
15	.95	[.77; .99]
16	1.00	[.85; 1.00]
17	1.00	[.85; 1.00]
18	1.00	[.85; 1.00]
19	.95	[.77; .99]
20	.95	[.77; .99]
21	1.00	[.85; 1.00]
22	.95	[.77; .99]
23	.95	[.77; .99]
24	.95	[.77; .99]

Nota. IC: Intervalos de confianza

En cuanto a la consistencia interna del instrumento, se obtuvo un coeficiente α de Cronbach = 0.91 y un ω de McDonald = 0.93, valores que reflejan una excelente fiabilidad de los ítems que conforman la escala. Estos resultados evidencian una adecuada homogeneidad y estabilidad interna del constructo evaluado, superando el umbral de 0.70 recomendado por George y Mallery (2003) para considerar aceptable la consistencia interna. Asimismo, los valores obtenidos son comparables con los hallados en investigaciones latinoamericanas recientes. Por ejemplo, Silva y Martorell (2020) reportaron un α = 0.88 en la adaptación de la Batería de Socialización BAS-3 en adolescentes argentinos, mientras que Gálvez-Nieto et al. (2019) obtuvieron un α = 0.93 en la Escala de Evaluación de los Activos del Barrio (EEAB) aplicada a jóvenes chilenos. De manera similar, Gutiérrez-Quintanilla et al. (2020) informaron valores de α entre 0.86 y 0.90 al adaptar las Escalas de Depresión, Ansiedad y Estrés (DASS) para adolescentes salvadoreños, y Cabrera y Cuba (2022) reportaron un α = 0.89 en la validación de una escala breve de autocompasión en adolescentes peruanos.
En conjunto, estos resultados respaldan que la Escala de Adaptación Social para Adolescentes (EASA) presenta propiedades psicométricas consistentes con la evidencia empírica latinoamericana, confirmando su confiabilidad y precisión como instrumento de medición.

Tabla 2

Cargas factoriales de los ítems distribuidos según dimensiones, con el método de residuos mínimos y rotación Oblimin

Ítems	F1	F2
Ítem 1	.71
Ítem 3	.51
Ítem 6	.45
Ítem 7	.67
Ítem 8	.73
Ítem 9		.75
Ítem 10		.76
Ítem 11		.43
Ítem 14		.42

Nota. F1: Dimensión externa; F2: Dimensión interna

Inicialmente se analizaron 24 ítems, de los cuales se eliminaron 15 por no alcanzar una carga factorial mínima de 0.40 o por presentar cargas cruzadas en más de un factor. Asimismo, se descartaron aquellos ítems con alta similitud en su estructura semántica para evitar redundancias. Los ítems retenidos se agruparon en dos factores, que explicaron en conjunto el 46.7% de la varianza total. El análisis factorial se realizó mediante el método de residuos mínimos (Unweighted Least Squares, ULS), recomendado para escalas con respuestas ordinales y en contextos donde no se asume normalidad multivariada (Lloret et al., 2014). Se aplicó la rotación Oblimin, que permite explorar y representar de forma más precisa las relaciones entre factores, ajustando el grado de correlación entre ellos según las necesidades del estudio (Méndez & Rondón, 2012). Los indicadores de adecuación muestral y de esfericidad fueron óptimos: KMO = 0.89 y prueba de esfericidad de Bartlett, p < 0.001. De acuerdo con la clasificación de Kaiser (1974), valores cercanos a 0.90 son considerados excelentes, alrededor de 0.80 como buenos, próximos a 0.70 como aceptables, en torno a 0.60 como deficientes y por debajo de 0.50 como inadecuados.

Tabla 3

Medidas de bondad de ajuste del Análisis Factorial Confirmatorio del Cuestionario de Adaptación Social

									IC 95% del RMSEA
X2/gl	CFI		TLI		SRMR		RMSEA		Inferior		Superior
2		0.995	0.993		0.041		0.053		0.034		0.073

Nota. X2/gl: Chi-cuadrado entre grados de libertad; RMSEA: Error cuadrático medio de la aproximación; SRMR: Raíz media estandarizada residual cuadrática; CFI: Índice de bondad de ajuste comparativo; TLI: Índice de Tucker-Lewis

En la Tabla 3 se presentan las medidas de bondad de ajuste, de acuerdo con los valores mínimos recomendados por Jordan (2021): X2/gl < 3, p > .05; CFI (índice de ajuste comparativo) ≥ .95; TLI (índice de Tucker-Lewis) ≥ .90 (adecuado) y ≥ .95 (óptimo); RMSEA (error cuadrático medio de aproximación) ≤ .08 (aceptable) y ≤ .05 (óptimo); SRMR (raíz del residuo estandarizado medio) ≤ .08 (aceptable) y ≤ .05 (óptimo). En este estudio, los índices obtenidos fueron: X2/gl = 2; CFI = .99; TLI = .99; RMSEA = .05; SRMR = .04. Por lo tanto, se concluye que el modelo de dos factores de la escala de adaptación social se ajusta adecuadamente, con un total de 9 ítems, lo que constituye un resultado satisfactorio.

Figura 1

Análisis factorial confirmatorio del cuestionario de Adaptación Social

Nota. Path diagram de la Escala de Adaptación Social

En la Figura 1 se presenta el diagrama de trayectoria del análisis factorial confirmatorio de la escala de adaptación social, en el cual se muestra que está estructurada en dos dimensiones, con cargas factoriales adecuadas. La primera dimensión está compuesta por 5 ítems (1, 3, 6, 7, 8) y la segunda dimensión por 4 ítems (9, 10, 11, 14). De acuerdo con las recomendaciones de Costello y Osborne (2005), las cargas factoriales que son mayores o cercanas a 0.30 se consideran aceptables.

Tabla 4

Confiabilidad de la Escala de Adaptación Social, mediante Omega de McDonald (ω) y Alfa Ordinal

Dimensiones	ω	α ordinal
General	.89	.89
Dimensión externa	.81	.84
Dimensión interna	.77	.81

En la Tabla 4 se presentan los coeficientes de confiabilidad obtenidos a través de Omega de McDonald y alfa ordinal (α ordinal), con valores considerados adecuados (mayores a 0.70). En la dimensión general, se obtuvo α = 0.89 y ω = 0.89; en la dimensión externa, α = 0.84 y ω = 0.81; y en la dimensión interna, α = 0.81 y ω = 0.77. Según Campo-Arias y Oviedo (2008), para determinar la confiabilidad de un valor utilizando el coeficiente omega, se considera aceptable un rango de .70 a .90. Sin embargo, Katz (2006) señala que, en ciertos casos, valores superiores a .65 también pueden ser aceptables.

Tabla 5

Baremos para el Cuestionario de Adaptación Social

F1		F2		F3		Nivel
PD	PC	PD	PC	PD	PC
24.00 23.00 22.00 21.00 20.00 19.00	95 90 85 80 75 70	19.00 18.00 17.00 16.00 15.00 15.00	95 90 85 80 75 70	41.00 40.00 38.00 37.00 35.00 34.00	95 90 85 80 75 70	Alto
19.00 18.00 18.00 17.00 17.00 16.00 16.00	65 60 55 50 45 40 35	14.00 14.00 13.55 13.00 13.00 12.00 12.00	65 60 55 50 45 40 35	33.00 32.00 31.00 30.00 29.45 29.00 28.00	65 60 55 50 45 40 35	Medio
15.00 15.00 15.00 14.00 13.00 11.05	30 25 20 15 10 5	12.00 12.00 12.00 11.00 11.00 9.00	30 25 20 15 10 5	27.00 27.00 27.00 26.00 24.00 22.00	30 25 20 15 10 5	Bajo

Nota. F1: Dimensión Externa; F2: Dimensión Interna; F3: Dimensión General; PD: Puntaje directo; PC: Percentil

En la Tabla 5, se observan los baremos construidos a partir de la aplicación del instrumento a una muestra de 385 participantes. Se evidencian 3 categorías se puede observar que los estudiantes que obtengan puntajes entre 34 a 41 obtendrá nivel Alto, en tanto que los alumnos que puntúan entre 28 a 33 obtendrán un rango Medio y finalmente los que puntúan entre 22 a 27 obtendrán un nivel bajo de Adaptación Social.  Se realizó de forma general, puesto que no se hallaron diferencias significativas según sexo.

La presente investigación buscó construir y obtener evidencias psicométricas de la Escala de Adaptación Social para Adolescentes (EASA) en estudiantes de secundaria de Piura (2025). Los indicadores de validez de contenido mostraron valores muy altos del coeficiente V de Aiken (0.95–1.00) con IC 95% estrechos, lo que confirma que, desde la perspectiva del juicio experto, los ítems son pertinentes, claros y representativos del constructo (Aiken, 1985; Merino-Soto & Livia-Segovia, 2009). Este riguroso escrutinio de contenido fortalece la validez inicial del instrumento y reduce la probabilidad de sesgos por ítems poco representativos (Escurra, 2020).

En lo que respecta a la validez de constructo, la decisión de eliminar ítems con cargas factoriales < .40 y aquellos con cargas cruzadas se apoya en recomendaciones metodológicas ampliamente aceptadas para mejorar la claridad factorial y la interpretabilidad (Lloret-Segura et al., 2014; Costello & Osborne, 2005). El modelo final de dos factores (9 ítems) explicó 46.7% de la varianza total y mostró indicadores de ajuste excelentes (CFI = .99; TLI = .99; RMSEA = .05; SRMR = .04), lo cual sugiere que la estructura bifactorial (dimensión externa vs. dimensión interna) representa de forma adecuada los datos observados y se alinea con criterios técnicos sobre índices de ajuste (Hu & Bentler, 1999; Brown, 2015). El uso de ULS y rotación oblimin fue coherente con la naturaleza ordinal de las respuestas y con las prácticas recomendadas en estudios de validación (Lloret-Segura et al., 2014; Méndez & Rondón, 2012).

Los coeficientes de consistencia interna (α ordinal = .89; ω = .89 en la escala total; ω y α por dimensiones entre .77 y .84) indican fiabilidad adecuada a excelente. Estos resultados concordaron con evidencia empírica y con recomendaciones sobre rangos aceptables para α y ω en escalas psicológicas (Cronbach, 1951; McDonald, 1999; Campo-Arias & Oviedo, 2008). Además, la similitud de estas magnitudes con las reportadas en otras validaciones de escalas de ajuste y funcionamiento social en poblaciones jóvenes (p. ej., estudios sobre adaptación social, funcionamiento social y medidas afines) respalda la estabilidad de las estimaciones obtenidas (Child & Adolescent Social Adaptive Functioning Scale; Boer et al., 2021; Work & Social Adjustment Scale – youth adaptations; CASCQ/CASCQ-adaptaciones recientes) y su aptitud para uso en contextos escolares (García-Espinoza et al., 2019; Cabrera y Cuba, 2022).

La construcción de baremos percentilares (categorías Alto, Medio, Bajo) sin diferencias significativas por sexo favorece la aplicabilidad práctica del instrumento para la clasificación y la intervención en centros educativos; no obstante, la decisión de presentar normas generales debe ser interpretada con cautela y comprobada en muestras más heterogéneas, pues estudios previos han encontrado invariancia parcial por sexo o edad en instrumentos relacionados (García, 2016; Child & Adolescent Social Adaptive Functioning Scale, 2019). En suma, la EASA muestra propiedades psicométricas compatibles con su empleo diagnóstico y para el diseño de intervenciones en el ámbito escolar.

No obstante, es preciso señalar limitaciones que orientan la interpretación y las líneas futuras. Primero, la muestra fue escolar y exclusivamente de la ciudad de Piura, lo que restringe la generalización regional o nacional; replicar la validación en otras regiones y contextos socioculturales aportará evidencia de validez externa e invarianza factorial (Quintana, 2014; Gutiérrez-Quintanilla et al., 2020). Segundo, la recolección se basó en autoinforme, susceptible a sesgos de respuesta (deseabilidad social); futuras investigaciones podrían complementar con medidas externas (informantes, observación) o validez concurrente con escalas afines (p. ej., escalas de funcionamiento social, ajuste escolar y bienestar emocional) (Work & Social Adjustment Scale-Youth; CASCQ adaptations). Tercero, si bien los índices de ajuste y confiabilidad son sólidos, se recomienda evaluar la estabilidad temporal mediante pruebas test-retest y estudiar la validez predictiva de la escala respecto a variables relevantes (rendimiento académico, absentismo, síntomas internalizantes) (Brown, 2015; Hu & Bentler, 1999).

Las implicaciones prácticas indican que la EASA puede utilizarse como una herramienta breve de cribado para identificar dificultades en la adaptación social y orientar intervenciones psicoeducativas y de convivencia escolar. Futuras investigaciones deberían analizar la invarianza por grupo (sexo y curso escolar), así como la validez concurrente y predictiva y la sensibilidad al cambio tras intervenciones educativas o psicoterapéuticas (Cabrera y Cuba, 2022). En conjunto, los resultados respaldan una escala breve, válida y fiable para evaluar la adaptación social en adolescentes de Piura, con potencial aplicación en investigación y práctica educativa, aunque se requiere replicación y ampliación de la muestra para fortalecer su generalización.

La investigación permitió obtener un instrumento con adecuados niveles de validez y confiabilidad, capaz de evaluar de manera consistente el ajuste social en población adolescente.

Los hallazgos evidenciaron que la adaptación social en la adolescencia es un constructo de naturaleza multidimensional, organizado en una dimensión interna, vinculada al bienestar psicológico, el autoconcepto y la autorregulación, y una dimensión externa, relacionada con las habilidades interpersonales y la integración social. Esta estructura resulta coherente con la Teoría del Ciclo Vital y Campo Social, al concebir la adaptación como un proceso dinámico de interacción entre el individuo y su entorno social.

La EASA permite una identificación temprana de posibles dificultades de adaptación social, ofreciendo información relevante para orientar acciones preventivas, de acompañamiento psicoeducativo y de promoción del bienestar socioemocional en adolescentes.

Finalmente, se considera necesario que futuras investigaciones repliquen y amplíen la validación del instrumento en otras regiones del país y en contextos socioculturales diversos, a fin de fortalecer su validez externa y profundizar en el estudio de la adaptación social como un componente clave del desarrollo integral y la salud mental durante la adolescencia.

Conflicto de intereses / Competing interests:

El autor declara que el presente proyecto no representó conflicto de intereses de ninguna parte.

Rol de los autores / Authors Roles:

Favio Reyes-Quezada: Conceptualización, validación, curación de datos, investigación, recursos, escritura – borrador original, escritura – revisión y edición, visualización, administración del proyecto.

Aspectos éticos/legales:

El autor declara no haber incurrido en aspectos antiéticos, ni haber omitido aspectos legales en la realización de la investigación.

Fuentes de financiamiento / Funding:

Las fuentes de financiación que dieron lugar a la investigación son de carácter personal y motivación profesional.