Serviços customizados
Espanhol (pdf)
Artigo em XML
Referências do artigo
Tradução automática
Enviar este artigo por email
Citado por SciELO 
Citado por Google 
Similares em
SciELO 
Similares em Google 
Permalink
INTRODUCCIÓN
El autoconcepto físico (AFIS) se refiere a la forma en que una persona define su cuerpo en relación a aspectos funcionales del mismo y a su apariencia o atractivo físico (Murgui, García y García, 2016; Ries, 2011). El AFIS fue incorporado como una dimensión del autoconcepto general en las teorías de Shavelson, Hubner y Stanton (1976) teniendo una gran aceptación entre los distintos profesionales. Debido a dicha aceptación, proliferó la investigación respecto a la creación de instrumentos de medida como el Self Description Questionnaires (SDQ, Marsh y Shavelson, 1985), cuestionario que evaluaba dos subescalas: Habilidad física y deportiva y apariencia física. Posteriormente se describió un modelo jerárquico y multifactorial basado en componentes específicos y generales que se convirtió en la base teórica para la nueva versión del SDQ denominado Physical Self- Concept Description Questionnaire (PSDQ, Marsh, Richards, Johnson, Roche y Tremayne, 1994) con el que se mide 9 componentes específicos (actividad física, apariencia, grasa corporal, coordinación, resistencia, flexibilidad, salud, competencia deportiva y fuerza), así como dos componentes globales: autoconcepto general y autoestima.
Los autores del cuestionario realizaron numerosos estudios para confirmar las propiedades psicométricas (Marsh, 1996) afirmando que es un cuestionario idóneo para ser utilizado en jóvenes a partir de 12 años, resaltando su invarianza factorial en grupos de hombres y mujeres y también entre atletas y no atletas (Marsh y Redmayne, 1994). Sin embargo, recomendaron la investigación en distintas muestras de diferentes procedencias para profundizar en las características psicométricas del instrumento (Marsh et al., 2010). De esta forma, investigaciones de distintos países han utilizado el PSDQ, como por ejemplo en muestras de los países de los Balcanes donde se concluye que los adolescentes son muy críticos respecto a su cuerpo y habilidades motoras (Janić et al., 2014) o en muestras procedentes de la India donde no encuentran relaciones entre composición corporal y AFIS en jóvenes adultos (Agarwal, Bhalla, Kaur y Babbar, 2013). Otras investigaciones han profundizado en el estudio psicométrico en muestras australianas y españolas, encontrando también invarianza factorial entre grupos de distintas culturas (Tomás, Marsh, González-Romá, Valls y Nagengast, 2014).
Puntuar alto en AFIS supone que la persona se percibe como capaz respecto a las habilidades de su cuerpo, es decir, que tiene fuerza, resistencia, competencia para hacer deporte y actividad física, con flexibilidad y coordinación para poder moverse con autonomía y seguridad, y en definitiva, que se percibe como una persona que está en forma y, además, con una apariencia física atractiva. De esta forma, los estudios han encontrado relación entre AFIS y conductas de autocuidado de la salud (Fernández-Bustos, González-Martí, Contreras y Cueva, 2015; Peinado, Cocca, Solano-Pinto y Blanco, 2017). Otros estudios han considerado que el AFIS es una variable predictora respecto al estado general de salud (Trzesniewski et al., 2006; Urrutia, Azpillaga, de Cos y Muñoz, 2010) y en el uso saludable del tiempo libre (Biddle, Mutrie y Gorely, 2015; Fraguela-Vale, Varela-Garrote y Sanz-Arazuri, 2016) y la práctica de la actividad física (Aróstegi, Goñi, Infante y Zubillaga, 2013; Grao-Cruces, Fernández-Martínez, Teva-Villén y Nuviala, 2017).
Uno de los ámbitos que más se ha estudiado ha sido la relación entre AFIS y el deporte y la actividad física, tanto en personas habitualmente deportistas, como no, intentando, la investigación, confirmar dicha relación y la dirección de la misma, es decir, si el AFIS produce un aumento en la práctica del ejercicio físico o si el deporte mejora el AFIS, aspecto que no se encuentra del todo concretado en la literatura científica, debido, entre otros, a la naturaleza descriptiva de los estudios en los que no se puede establecer relaciones de causa- efecto entre las variables ((Reigal, Videra, Martín y Juárez, 2013). En esta línea, el Physical Self- Concept Description Questionnaire (PSDQ) es uno de los instrumentos de elección en programas de actividad física con la finalidad de comprobar los efectos del ejercicio físico sobre la mejora del AFIS en sus diferentes dimensiones. Por ejemplo, utilizando dicho instrumento y después de la participación de jóvenes en programas de actividad física y deporte, se han encontrado mejoras en las subdimensiones del AFIS en salud, apariencia física y fuerza (Mayorga-Vega, Viciana, Cocca y De Rueda, 2012), en apariencia física (Costigan, Eather, Plotnikoff, Hillman y Lubans, 2016), apariencia física, actividad y fuerza (McNamee, Timken, Coste, Tompkins y Peterson, 2016). Pero también existen estudios que no han encontrado ninguna mejora en AFIS utilizando como instrumento el PSDQ (Schneider, Dunton y Coope, 2008).
Por ello en la presente investigación instrumental (Ato, López y Benavente, 2013) se investiga la estructura factorial de la versión corta del Physical Self Description Questionnaire (PSDQ-S) propuesta por Marsh et al. (2010) y la equivalencia psicométrica del mismo en adolescentes mexicanos deportistas y no deportistas; lo que se justifica por la importancia de comprobar la estructura factorial de un instrumento y la equivalencia psicométrica del mismo en distintos grupos (Abalo, Lévy, Rial y Varela, 2006).
MATERIAL Y MÉTODOS
Participantes
La muestra de 915 adolescentes del norte de México, 400 de ellos practican algún deporte y participan regularmente en torneos o competencias deportivas. La muestra se obtuvo mediante un muestreo por conveniencia. La edad de los participantes fluctuó entre los 11 y 15 años, con una media de 12.33 y una desviación estándar de 1.43 años.
Instrumentos
Versión corta del Physical Self Description Questionnaire (PSDQ-S) de Marsh et al. (2010), en su versión original, es un cuestionario de 40 ítems que evalúa el autoconcepto físico (AF), distribuidos en once subescalas: apariencia, grasa corporal, coordinación, resistencia, flexibilidad, salud, actividad física, competencia deportiva, fuerza, autoconcepto físico general y autoestima (las primeras nueve subescalas miden dimensiones específicas del AF, mientras que las dos últimas miden dimensiones generales del AF). El encuestado responde a cada uno de los 40 ítems, en una escala de 1 (falso) a 6 (verdadero), su grado de acuerdo con cada uno de los enunciados que se le proponen.
Para nuestro estudio, además de traducir los ítems del cuestionario, se hicieron dos adaptaciones a la versión de Marsh et al. (2010). Motivo por el cual nos referiremos al cuestionario PSDQ-S como cuestionario PSDQ-SM
Primera adaptación, en la versión original las seis opciones de respuesta se puntúan 1 (Falso) a 6 (Verdadero); en la versión utilizada en la presente investigación las opciones de respuesta van de 0 (Totalmente Falso) a 5 (Totalmente Verdadero). Esta primera adaptación se justifica porque las personas asocian con mayor naturalidad al "0" con la categoría "Totalmente Falso".
La segunda adaptación consistió en aplicar el instrumento por medio de una computadora; esto con el fin de permitir el almacenamiento de los datos sin etapas previas de codificación, con una mayor precisión y rapidez.
Procedimiento
Una vez conseguido el permiso tanto de las autoridades educativas como el de las familias, se invitó a participar en el estudio a estudiantes de secundaria de la ciudad de La Paz Baja California Sur México. Los que aceptaron participar firmaron el consentimiento informado. Luego se aplicó el instrumento antes descrito en una sesión de aproximadamente 45 minutos; en las aulas de los centros educativos. Al inicio de la evaluación se comentaban las instrucciones del cuestionario y los objetivos de la investigación.
Una vez aplicado el instrumento se procedió a recopilar y a analizar los datos mediante el paquete SPSS 18.0 y AMOS 21.0.
Análisis estadístico
El análisis psicométrico se realizó en dos etapas: 1) Análisis de las propiedades psicométricas del instrumento y 2) Análisis de invarianza factorial; con el fin de obtener una prueba que presente las mejores propiedades psicométricas.
Análisis de las propiedades psicométricas del instrumento. El primer paso del análisis de las propiedades psicométricas del cuestionario consistió en calcular la asimetría y la curtosis de cada ítem, para determinar si se cumplía el supuesto de normalidad.
Luego, se sometieron a comparación dos modelos de medida: el PSDQ-SM11, que responde a una estructura de once factores acorde a la distribución original de los ítems dentro del cuestionario y el modelo PSDQ-SM9, que corresponde a la estructura factorial del modelo anterior sin los factores autoconcepto físico general y autoestima (por medir dimensiones generales y no específicas del AF), así como los ítems que de acuerdo a los índices de modificación resultaron no adecuados.
Posteriormente se calculó la fiabilidad de los factores del mejor de los modelos de medida obtenido, a través del Coeficiente Alpha de Cronbach (Elosua y Zumbo, 2008; Nunnally y Bernstein, 1995) y del Coeficiente Omega (Revelle y Zinbarg, 2009; Sijtsma, 2009). La validez convergente se estimó a través de la varianza media extraída (AVE).
Análisis de invarianza factorial. Con el fin de obtener una prueba que presente las mejores propiedades para la conformación de los puntajes del cuestionario PSDQ-SM en deportistas y no deportistas se llevó a cabo un análisis de la invarianza factorial, tomando como base el mejor modelo obtenido en la muestra total (modelo PSDQ-SM9). Luego se calculó la fiabilidad, en ambas muestras, de cada una de las dimensiones a través del Alfa de Cronbach y el Coeficiente Omega (Revelle y Zinbarg, 2009; Sijtsma, 2009).
Para conducir todos los análisis factoriales confirmatorios se utilizó el software AMOS 21 (Arbuckle, 2012), las varianzas de los términos de error fueron especificados como parámetros libres, en las variables latentes (factores) se fijó uno de los coeficientes estructurales asociados a uno, para que su escala sea igual a la de una de las variables observables (ítems). El método de estimación empleado fue el de Máxima Verosimilitud (ML) con la aplicación de procedimientos de remuestreo bootstrap para los casos de no normalidad (Byrne, 2016; Kline, 2011); aun cuando en AMOS 21.0 el ML es especialmente robusto para posibles casos de no normalidad, especialmente si la muestra es suficientemente amplia y los valores de asimetría y curtosis no son extremos (asimetría < |2| y curtosis < |7|); siguiendo además la recomendación de (Thompson, 2004), en el sentido de que cuando se emplea análisis factorial confirmatorio se debe corroborar no sólo el ajuste de un modelo teórico sino que es recomendable comparar los índices de ajuste de varios modelos alternativos para seleccionar el mejor.
Para evaluar el ajuste del modelo se emplearon el estadístico Chi-cuadrado, el índice de bondad de ajuste (GFI) y el error cuadrático medio de aproximación (RMSEA) como medidas absolutas de ajuste. El índice de bondad ajustado (AGFI), el Índice Tucker-Lewis (TLI) y el índice de bondad de ajuste comparativo (CFI) como medidas de ajuste incremental. La razón de Chi-cuadrado sobre los grados de libertad (CMIN/GL) y el Criterio de Información de Akaike (AIC) como medidas de ajuste de parsimonia (Byrne, 2016; Gelabert et al., 2011).
RESULTADOS
Asimetría y curtosis de los ítems del cuestionario
Todos los ítems muestran valores de asimetría de ± 2.20 y ± 4.40 de curtosis (Tabla 1), por lo que se infiere que se ajustan razonablemente a una distribución normal; por otro lado el índice multivariado de Mardia (432.86) por encima del valor 70 indica ausencia de normalidad multivariada (Rodríguez y Ruiz, 2008).
Análisis factorial confirmatorio muestra total
Los resultados globales del análisis factorial confirmatorio (GFI .861; RMSEA .055; CFI .884) para el modelo PSDQ-SM11 que corresponde a una estructura de once factores acorde a la distribución original de los ítems dentro del cuestionario, indican que el modelo de medición no es aceptable (Tabla 2).
Tabla 2. Índices absolutos, incrementales y de parsimonia para los modelos generados.
* p < .05;
Nota. GFI = índice de bondad de ajuste; RMSEA = error cuadrático medio de aproximación; AGFI = índice de bondad ajustado; TLI = índice de Tucker-Lewis; CFI = índice de ajuste comparativo; CMIN/DF = razón de Chi-cuadrado sobre los grados de libertad; AIC = criterio de información de Akaike
Los factores del modelo PSDQ-SM11 explican aproximadamente el 69% de la varianza y de acuerdo a los resultados obtenidos 17 de los 40 ítems saturan por debajo de .70 en su dimensión prevista (Tabla 3).
Tabla 3. Soluciones estandarizadas análisis factorial confirmatorio para el Modelo PSDQ-SM11.
Nota: F1 = actividad física, F2 = apariencia, F3 = grasa corporal, F4 = coordinación, F5 = resistencia, F6 = flexibilidad, F7 = salud, F8 = competencia deportiva, F9 = fuerza, F10 = autoconcepto físico general, F11 = autoestima
Los resultados globales del análisis factorial confirmatorio (GFI .964; RMSEA .030; CFI .981) del segundo modelo sometido a prueba (PSDQ-SM9) que corresponde a la estructura factorial del modelo anterior, pero sin los factores autoconcepto físico general y autoestima sin los ítems 1, 5, 11, 12, 19 al 23, 26 al 29, 31, 33 y 40 indican que este modelo de medición es mejor que el modelo anterior y que su ajuste es óptimo (Tabla 2). Los factores de este modelo explican aproximadamente el 75% de la varianza. Por otro lado solo cuatro de los ítems satura por debajo de .70 en su dimensión prevista (Tabla 4). Observándose además, en ambos modelos, intercorrelaciones de bajas a moderadas entre los factores evidenciando una adecuada validez discriminante entre ellos.
Tabla 4. Soluciones estandarizadas análisis factorial confirmatorio para el Modelo PSDQ-SM9.
Nota: F1 = actividad física, F2 = apariencia, F3 = grasa corporal, F4 = coordinación, F5 = resistencia, F6 = flexibilidad, F7 = salud, F8 = competencia deportiva, F9 = fuerza
La mayoría de los factores obtenidos en los análisis factoriales confirmatorios, en ambos modelos, alcanzan valores de consistencia interna por encima de .75; evidenciando una consistencia interna adecuada para este tipo de subescalas (Tabla 5).
Análisis factoriales confirmatorios no deportistas y deportistas
Tanto en la muestra de deportistas como de no deportistas todas las variables muestran valores de asimetría de ± 2.00 y ± 3.70 de curtosis, sin embargo, el índice multivariado de Mardia por encima del valor 70 indica ausencia normalidad multivariada (Rodríguez y Ruiz, 2008).
De acuerdo a los resultados de la Tabla 6 el análisis factorial confirmatorio de 24 ítems agrupados en nueve factores en la muestra de deportistas es aceptable (GFI .921 y RMSEA .049) y de acuerdo a las medidas de ajuste incremental y de parsimonia significativamente superior al modelo independiente y muy similar al modelo saturado.
Por otro lado, el análisis factorial confirmatorio en la muestra de no deportistas (Tabla 6), indica nuevamente que el modelo de medición de nueve factores es aceptable (GFI .943 y RMSEA .049) y de acuerdo a las medidas de ajuste incremental y de parsimonia significativamente superior al modelo independiente y muy similar al modelo saturado.
Tabla 6. Índices absolutos, incrementales y de parsimonia para los modelos generados. Análisis factorial confirmatorio para deportistas y no deportistas.
*p < .05;
Nota. GFI = índice de bondad de ajuste; RMSEA = error cuadrático medio de aproximación; AGFI = índice de bondad ajustado; TLI = índice de Tucker-Lewis; CFI = índice de ajuste comparativo; CMIN/DF = razón de Chi-cuadrado sobre los grados de libertad; AIC = criterio de información de Akaike
De acuerdo a los resultados de la Tabla 7, en ambas muestras, la mayoría de los ítems saturan por encima de .70 en su dimensión (factor) prevista. Observándose además, intercorrelaciones moderadas entre los factores evidenciando una adecuada validez discriminante entre ellos.
Tabla 7. Soluciones estandarizadas para el análisis factorial confirmatorio en ambas muestras.
Nota: Pesos Factoriales: Deportistas | No Deportistas, F1 = actividad física, F2 = apariencia, F3 = grasa corporal, F4 = coordinación, F5 = resistencia, F6 = flexibilidad, F7 = salud, F8 = competencia deportiva, F9 = fuerza
Invarianza de la estructura factorial entre deportistas y no deportistas
Los índices de ajuste obtenidos (Tabla 8) permiten aceptar la equivalencia de los modelos de medida básicos entre las dos muestras. Aunque el valor de Chi-cuadrado excede al exigido para aceptar la hipótesis de invarianza, los índices GFI=.933, CFI=.960, RMSEA=.030 y AIC=1121.106 contradicen esta conclusión lo que nos permite aceptar el modelo base de la invarianza (modelo sin restricciones).
Añadiendo al modelo base restricciones sobre las cargas factoriales caracterizamos la invarianza métrica. Los valores que se recogen en la Tabla 8 permiten aceptar este nivel de invarianza. El índice de ajuste general (GFI .931) y el error cuadrático medio de aproximación (RMSEA .030) siguen aportando información convergente en el sentido de la invarianza métrica. Además el criterio de información de Akaike (AIC 1123.463) y el índice comparativo de Bentler (CFI .958) no sufren grandes variaciones respecto al modelo anterior. Haciendo uso del criterio para la evaluación de los modelos anidados propuesto por (Cheung y Rensvold, 2002), quiénes sugieren que si el cálculo de la diferencia de los CFI de ambos modelos anidados disminuye en .01 o menos, se da por bueno el modelo restringido y por tanto el cumplimiento de la invarianza factorial; la diferencia entre CFIs obtenida permite aceptar el modelo de invarianza métrica. Podemos concluir hasta ahora que las cargas factoriales son equivalentes en las dos muestras.
Una vez demostrada la invarianza métrica entre las muestras, pasamos a evaluar la equivalencia entre interceptos (invarianza factorial fuerte). Los índices (Tabla 8) muestran un ajuste aceptable de este modelo, tanto evaluado de modo independiente como analizándolo respecto a su anidamiento con el modelo de invarianza métrica. La diferencia entre los índices comparativos de Bentler es de dos milésimas; el índice de ajuste general es .924 y el error cuadrático medio de aproximación es .031. Aceptada la invarianza fuerte, los dos modelos evaluados son equivalentes respecto a los coeficientes factoriales y a los interceptos.
Tabla 8. Índices de bondad de ajuste de cada uno de los modelos puestos a prueba en la invarianza factorial.
* p < .05;
Nota. GFI = índice de bondad de ajuste; NFI = índice de ajuste normado; CFI = índice de ajuste comparativo; RMSEA = error cuadrático medio de aproximación; AIC = criterio de Información de Akaike
Los factores obtenidos en los análisis factoriales confirmatorios alcanzan valores de consistencia interna por encima de .75 en ambas muestras (deportistas y no deportistas), en cuanto a la varianza media extraída la mayoría de los factores obtienen valores por encima de .50 (Tabla 9).
Contrastes de las medias de los factores entre deportistas y no deportistas
Una vez comprobada la invarianza factorial, las diferencias entre las medias del factor de los dos grupos se estimaron tomando como referente la muestra de deportistas, fijando en 0 el valor de las medias para dicha muestra y estimando libremente el valor de las medias para la muestra de no deportistas. Las restricciones sobre los coeficientes de regresión e interceptos, requeridos para los contrastes entre las medias se realizaron automáticamente mediante el software AMOS 21 (Arbuckle, 2012). Los resultados de las comparaciones indicaron que las medias de los factores actividad física (-1.243, p <0.001), grasa corporal (-0.212, p <0.05), coordinación (-0.765, p<0.001), resistencia (-0.882, p<0.001), flexibilidad (-0.427, p <0.001), salud (-0.172, p <0.05), competencia deportiva (-1.026, p<0.001) y fuerza (-0.614, p<0.001) fueron significativamente mayores en los deportistas y sin diferencias en el factor apariencia (-.173, p>0.05).
DISCUSIÓN Y CONCLUSIONES
De los resultados mostrados, de su análisis y tomando en cuenta que el objetivo principal de este estudio fue el de examinar la estructura factorial de la versión corta del Physical Self Description Questionnaire (PSDQ-SM) y la medición de su invariancia factorial en adolescentes mexicanos deportistas y no deportistas, se pueden obtener las siguientes conclusiones:
1) Los análisis factoriales confirmatorios realizados en la muestra total apoyan la estructura factorial de nueve factores (actividad física, apariencia, grasa corporal, coordinación, resistencia, flexibilidad, salud, competencia deportiva y fuerza); donde los factores así obtenidos presenta saturaciones factoriales estandarizadas adecuadas, saturaciones que, en general, se corresponden con la estructura propuesta para el cuestionario por Marsh et al. (2010) a pesar de eliminar dos factores y dieciséis de los ítems. Además, los factores correlacionan entre sí de forma positiva y estadísticamente significativa lo cual muestra que a medida que mejora la percepción del autoconcepto físico en alguna de las dimensiones, también mejora en las otras.
2) El análisis factorial confirmatorio tanto en la muestra de deportistas como la de no deportistas, indicó que el ajuste de los datos al modelo teórico de 24 ítems agrupados en nueve factores es aceptable, así como los factores obtenidos presentan saturaciones factoriales estandarizadas adecuadas. Estos resultados indican que el instrumento es adecuado para evaluar, tanto muestras de deportistas, como no deportistas, tal y como ya indicaban algunos estudios (Marsh y Redmayne, 1994; Tomás et al., 2014).
3) Los factores, en ambas muestras, evidenciaron una consistencia interna aceptable, a pesar del número reducido de ítems en cada uno de ellos.
4) Conjuntamente con todo lo antes dicho, los resultados del análisis de la invarianza factorial entre deportistas y no deportistas; indican una alta congruencia entre pares de factores. Lo que sugiere la existencia de fuertes evidencias de la validación cruzada de la medida y por tanto de la estabilidad de la estructura.
5) Las comparaciones entre los grupos reflejaron diferencias significativas a favor de los deportistas en cuanto a su autoconcepto físico. Este resultado apunta a los posibles beneficios que diferentes investigaciones han señalado sobre la práctica de actividad físico-deportiva y la salud de los adolescentes, en concreto, el autoconcepto físico (Biddle et al., 2015; Fernández-Bustos et al., 2015; Grao-Cruces et al., 2017; Trzesniewski et al., 2006). Los resultados obtenidos apoyan a los estudios que valoran la práctica de la actividad físico-deportiva como un factor positivo para la salud, potenciando los efectos positivos sobre el autoconcepto físico (Costigan et al., 2016; Mayorga-Vega et al., 2012; McNamee et al., 2016). El cuestionario PSDQ- SM puede ser un instrumento adecuado para determinar qué características deben tener los programas para promocionar el deporte y la actividad física y qué dimensiones del AFIS mejoran a través de dichos programas (Reigal et al., 2013).
En síntesis, el análisis de las propiedades psicométricas del cuestionario PSDQ-SM ha mostrado que una estructura de nueve factores, de acuerdo a los requisitos psicométricos establecidos, es viable, adecuada e invariante entre adolescentes deportistas y no deportistas. La estructura de nueve factores ha mostrado adecuados indicadores de ajuste y de validez.
Sin embargo, cuando menos dos limitaciones están presentes en este trabajo. La primera es que los participantes son solo estudiantes, lo que supone una amenaza para la posibilidad de generalizar estos resultados. Ampliar la muestra (agregando por ejemplo adolescentes que no sean estudiantes) es un área de trabajo de cara al futuro. La segunda limitación proviene del propio instrumento de medición, que se basa en el autoinforme y que por ello puede contener los sesgos que se derivan de la deseabilidad social.
Asimismo, es indispensable comprobar si el AFIS, evaluado mediante el cuestionario PSDQ- SM, puede predecir conductas saludables.
APLICACIONES PRÁCTICAS
Mejorar el autoconcepto físico de los adolescentes, sin duda, contribuye a su calidad de vida, de ahí la necesidad de contar con instrumentos válidos y confiables para su medición. Por ello, el presente estudio analiza las propiedades psicométricas propuestos por Marsh et al. (2010) para la versión corta del Physical Self Description Questionnaire (PSDQ-SM). Este estudio además sirve de premisa para futuras investigaciones sobre el estudio de instrumentos para la medición del autoconcepto físico en poblaciones con diferentes factores personales y culturales. Finalmente, el presente instrumento será de gran utilidad para la aplicación en diferentes ámbitos como, por ejemplo, estudios descriptivos o de intervención.
