Introducción

En el campo de las ciencias sociales, el estudio de la resiliencia permite analizar la adaptación como respuesta ante situaciones adversas y factores de riesgo (^{Vanderbilt-Adriance y Shaw, 2008}). En población joven en riesgo, estudios previos evidencian el rol importante que la resiliencia juega al funcionar como mediador entre el impacto de los riesgos individuales y contextuales con el bienestar (^{Sanders et al., 2015}).

La resiliencia es la capacidad de recuperarse del estrés (^{Smith et al., 2008}). En este sentido, recuperación se entiende como el retorno al nivel anterior de funcionamiento (^{Carver, 1998}). La Escala Breve de Resiliencia (Brief Resilience Scale, BRS) fue construida por ^{Smith et al. (2008}) bajo el supuesto de que esta interpretación es la más cercana al significado original considerando su raíz etimológica resilio que significa volver atrás. Esta precisión es importante en primer lugar, debido a la diversidad de significados que se han otorgado al término resiliencia, tales como resistencia al estrés, resistencia a la enfermedad o afrontamiento. En segundo lugar, debido a que la diversidad de términos y significados, se ha reflejado en la construcción de escalas al medir los factores protectores o recursos personales que la hacen posible (^{Saavedra y Villalta, 2008}) y no la capacidad de recuperación (^{Smith et al., 2008}; ^{Smith et al., 2010}).

La BRS es una escala que resulta útil para tamizajes en adultos jóvenes y estudios transculturales, que se ha utilizado como variable mediadora para explicar mecanismos de asociación entre variables (^{Moke et al., 2018}; ^{Thurston et al., 2018}), y para evaluar la asociación entre resiliencia y otras variables en estudiantes de pregrado (^{Park et al., 2019}; ^{Weiss et al., 2019}).

El disponer de esta escala en el contexto chileno podría permitir que los investigadores que quieran evaluar este constructo puedan tener un instrumento del cual se tiene evidencia y que conceptualmente obedece a la lógica de recuperarse del estrés. Además, contar con una escala breve que mida este constructo puede ser de gran utilidad en el contexto clínico donde el personal está sometido a un gran estrés. En una revisión sistemática se examinaron sus propiedades psicométricas y obtuvo con otros cuatro instrumentos la más alta calificación (^{Windle et al., 2011}). En el estudio de la resiliencia se han utilizado diversas escalas, en 2011 ya se contaban diecinueve (^{Windle et al., 2011}), tres de las más conocidas son: Resilience Scale (^{Wangnild y Young, 1993}), la Resilience Scale for Adults, RSA (^{Friborg., 2003}) y la Connor Davidson Resilience Scale, CD-RISC (^{Connor y Davidson, 2003}). No obstante, la conceptualización de resiliencia varía respecto a la BRS ya que en la Resilience Scale se evalúan características personales como la ecuanimidad, la perseverancia, la autosuficiencia, el significado y soledad existencial, en la RSA se evalúa la presencia de cinco factores protectores competencia personal, competencia social, coherencia familiar, apoyo social y estructura personal. Mientras que la CD-RISC evalúa la competencia personal, aceptación del cambio y relaciones seguras, confianza, tolerancia, efectos de fortalecimiento del estrés, control e influencias espirituales. Por su parte la BRS más que centrarse en recursos para la resiliencia o características personales, se enfoca en la habilidad de recuperarse del estrés, vinculado con la resistencia a la enfermedad, y superar la adversidad. Hay evidencia de que estos aspectos representan distintos constructos que aunque están correlacionados no son lo mismo (^{Kunzler et al., 2018}).

La BRS, se utiliza en diversos países, con versiones en diversos idiomas y de ella se ha realizado la revisión de propiedades psicométricas en distintas poblaciones (^{Amat et al., 2014}; ^{Chmitorz et al., 2018}; ^{Choi et al., 2019}; ^{Coelho et al., 2016}; ^{da Silva-Sauer et al., 2020}; ^{Fung, 2020}; ^{Jacobs y Horsch, 2019}; ^{Karaman et al., 2018}; ^{Kyriazos et al., 2018}; ^{Lai y Yue, 2014}; ^{Nogeira-Neves et al., 2018}; ^{Rodríguez-Rey et al., 2016}). El hecho de que la BRS cuente con versiones en varios idiomas, podría servir en el futuro para estudios de comparación transcultural. Además, como el uso de la escala está en aumento como se puede ver por las versiones y artículos producidos por año de ella, es un aporte el contar con información de las propiedades encontradas en su desarrollo. Cada vez que se aplican escalas a culturas o grupos distintos requieren de una adaptación que garantice que el instrumento permanece siendo el mismo al modificase para una cultura determinada y es lo que le da la validez transcultural (^{Mokkink et al., 2010}). Además, el idioma castellano muestra diferencias a ser tomadas en cuenta en distintos países, por ello no es suficiente que exista una versión en español y que esa se aplique en todos los países de Iberoamérica. El proceso de adaptación no está completo si uno no conoce los procesos previos a los estudios psicométricos como es la equivalencia lingüística y conceptual de los ítems (^{Muñiz et al., 2013}). Por otra parte, en revisiones sistemáticas que se han hecho de instrumentos se revisa el proceso de adaptación completo y cuando hay algunas etapas que no son reportadas los instrumentos obtienen puntuaciones deficientes y con ello disminuye la posibilidad de que sean utilizados. En el estudio previo solo se realizó el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC) pero no el Análisis Factorial Exploratorio (AFE) y tampoco se obtuvo la fiabilidad a partir del modelo de medida lo que ha sido comentado como una limitación en el estudio de la fiabilidad (^{Viladrich et al., 2017}). La falta de información de las propiedades psicométricas de un instrumento empieza como un problema técnico, se convierte en un problema teórico y puede terminar siendo un tema ético porque se aventuran resultados en la comunidad científica que no están completos y por tanto no se puede dar cuenta de la validez de las inferencias.

Recientemente se publicó el AFC y la fiabilidad de consistencia interna de la versión chilena del BRS (^{Hidalgo-Rasmussen y González-Betanzos, 2019}), que tenía como propósito evaluar la estructura factorial de la versión en español de la BRS tomando en cuenta la aquiescencia. El presente estudio cubre algunos importantes vacíos del estudio anterior, en este estudio se reporta la validez transcultural que integrada por dos pasos, equivalencia lingüística y equivalencia conceptual da cuenta del proceso para obtener una versión que haya seguido un proceso adecuado y documentado de traducción y retrotraducción así como una verificación de la comprensión con el grupo diana. Dar cuenta de este proceso permitirá que los investigadores que deseen utilizar la versión chilena del BRS cuenten con información de la calidad del proceso por el cuál se generó la nueva versión para que puedan tomar decisiones informadas para la utilización de la escala en un contexto distinto a la versión de origen. Por otra parte, la realización de un AFE además del AFC permite abordar el problema de la capitalización del azar así que en este estudio hemos realizado dicho proceso con dos muestras divididas aleatoriamente. También se exponen las correlaciones de la BRS con otros dos instrumentos para recoger evidencia de validez concurrente. Finalmente, en este estudio también se buscaba explorar la validez convergente y discriminante y se discuten los resultados obtenidos y se aportan datos de la estabilidad de la escala que son valiosos para aquellos estudios que deseen aplicar la escala en estudios longitudinales. Consideramos así que este estudio hace una aportación significativa al conocimiento de la construcción de la versión chilena del BRS y el conocimiento de sus propiedades psicométricas.

El presente estudio complementa el referido porque se reporta la adaptación transcultural, se analiza la validez de estructura interna con dos muestras para evitar la capitalización del azar, se evalúa la validez de constructo, la validez convergente, la fiabilidad basada en el modelo de medida y la estabilidad.

La adaptación transcultural es el proceso que busca la equivalencia entre la versión original de un instrumento y la versión adaptada a otro contexto, basada en el contenido (^{Beaton et al., 2000}). Por otra parte, la validez se refiere al grado en que se mide el constructo que pretende medir y la fiabilidad al grado en que el instrumento está libre de error de medida (^{Mokkink et al., 2010}).

El objetivo del presente estudio es adaptar transculturalmente la BRS y evaluar sus propiedades psicométricas en población joven chilena.

Método

Análisis estadístico

Para el análisis de la validez de estructura interna del cuestionario, la base de datos se dividió en dos de manera aleatoria. Para el AFE realizado con el método de componentes principales se utilizó el índice de adecuación de la muestra Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) (adecuado >.5 o cercano a 1), el test de Bartlet (adecuado p < .05), el % de varianza explicada y las cargas factoriales por ítem. Para el AFC se dieron los siguientes pasos: a.-revisión de estadísticos descriptivos, se verificó la normalidad multivariante y se observó si más del 15% de los participantes seleccionaron la puntuación extrema como indicador de efecto piso o techo (^{Nunnally y Bernstein, 1995}). Además, se obtuvo la matriz de correlaciones; b.-se estimó un modelo bifactor con todos los ítems cargando en un factor general y los 3 ítems indirectos que forman un factor específico de método, el método de estimación fue Máxima Verosimilitud Robusta (MLR); c.-validez de la estructura interna mediante índices globales de ajuste: (a) Chi cuadrado (χ2) y sus grados de libertad; (b) la raíz del error cuadrático medio (RMSEA) y sus intervalos de confianza al 90%, donde los valores entre .05 y .08 representan un ajuste aceptable y valores <.05 un ajuste excelente (^{Browne y Cudeck, 1992}); (c) dos índices robustos de comparación con el modelo nulo: el índice Tucker Lewis (TLI), y el índice de ajuste comparativo (CFI) (^{Bentler, 1990}), en ambos ≥ 0.95 se considera aceptable (^{Hu y Bentler, 1999}); d.- estudio local del ajuste al revisar las cargas factoriales, los errores estándar y los valores residuales.

Se realizó el Lrtest de comparación de Chi cuadrado y grados de libertad del modelo bifactor y del de dos factores para determinar cuál era el que mejor ajustaba, si el valor de p era significativo es que había diferencia entre los modelos. Para la validez de constructo se trabajó con la hipótesis para grupos conocidos de que los hombres tendrían una mayor resiliencia que las mujeres y que los jóvenes tendrían mayor resiliencia que los adolescentes (^{Smith et al., 2010}). Para la diferencia de medias se calculó la t de Student.

Para la validez concurrente, se obtuvo el coeficiente de correlación de Pearson de la BRS respecto a: 1.-la calidad de vida que se midió mediante el cuestionario WHOQOL-Bref (^{Saxena et al., 2001}) y 2.- la suma de tres ítems del YRBS (^{Centers for Disease Control and Prevention, 2000}). Los instrumentos se aplicaron de manera simultánea.

Para evaluar la validez convergente seguimos las tres consideraciones que señala ^{Hair y col. (2014}), revisar el promedio de la varianza extraida (AVE) por factor, revisar el tamaño de las cargas estandarizadas, y revisar la fiabilidad. El AVE debería ser de al menos .5, las cargas deberían ser altas .5 o mayor (p.618) y la fiabilidad debe ser alta.

La validez discriminante entre los factores no fue calculada debido a que en el modelo de medida bifactor las covarianzas entre los factores específicos se establecieron en 0 con la finalidad de evitar problemas de identificación (^{Chen et al., 2012}; ^{Rios y Wells, 2014}).

Tabla 1:  Datos sociodemográficos de los participantes por cada muestra utilizada en el desarrollo de la versión chilena del Brief Resilience Scale, BRS.  

Para evaluar la fiabilidad se hicieron análisis de consistencia interna y de estabilidad. Para evaluar la consistencia interna, los análisis se realizaron a partir del modelo de medida, se reporta alfa de Cronbach y Omega 3 (^{Perry et al., 2005}; ^{Raykov, 2004}). Se ^{consideró aceptable un coeficiente mayor a .70 por ser una adaptación en desarrollo (Nunnally} y Bernstein, 1995). Para evaluar la estabilidad en el test-retest se utilizó kappa ponderado cuadrático con intervalos de confianza al 95% (IC95%) debido a que las variables son ordinales además consideramos aplicar la ponderación cuadrática ya que la distancia entre la categoría 0 y la categoría 1 no es la misma que entre la categoría 1 y la 2 y la 2 y la 3. Se consideró moderado a partir de .41 y substancial a partir de .61 aunque no existe un valor de referencia definitivo para kappa (^{Landis y Koch, 1977}). Para variables continuas se utilizó el coeficiente de correlación intraclase (ICC por sus siglas en inglés) se consideró moderado <.4 poca reproducibilidad y >.75 excelente (^{Fleiss, 1986}).

Para los análisis se utilizaron los siguientes software: STATA v14 (StataCorp, College Station, TX, USA) SPSS v25 (SPSS Inc., Chicago, IL, USA) y RStudio (RStudio Inc., Boston, MA, USA).

Resultados

En la equivalencia lingüística, hubo diferencias entre los traductores en las instrucciones y en todos los ítems (Tabla 2). En la etapa de reconciliación, se obtuvo acuerdo total en dos ítems y parcial en cuatro ítems. Los desacuerdos se resolvieron entre los investigadores que tomaron en cuenta el propósito de la construcción del instrumento. Así, en cuatro ítems se consideró la utilización de la palabra “reponerse” en el contexto chileno para referirse a “recuperarse” y se utilizó “demorarse” para referirse a que le invirtiera “mucho tiempo”. En dos de los ítems se decidió la palabra “supero” en lugar de “sobrellevo” debido a que el autor del instrumento hace énfasis en recuperarse de un evento estresante (^{Smith et al., 2008}) más que en sobrellevarlo. No se detectaron problemas al comparar la versión retrotraducida con la original. En la equivalencia conceptual, el tiempo promedio de respuesta de la BRS fue de 2 minutos. Durante las entrevistas cognitivas no hubo dudas ni comentarios.

Tabla 2:  Comparación de las instrucciones e ítems en la versión original en inglés, versiones traducidas, retrotraducción y versión final chilena del Brief Resilience Scale, BRS.  

En los análisis descriptivos, se presentó efecto techo solo en el ítem seis en el que 16.3% de los participantes seleccionaron la categoría más alta. Se observó la asimetría y curtosis con valores <1. Respecto a la validez de constructo las medias fueron mayores en hombres que en mujeres (Tabla 3).

Tabla 3:  Diferencia de medias por sexo y edad y estadísticos descriptivos de la versión chilena de la Brief Resilience Scale, BRS (n = 1,237).  

En la validez concurrente, se obtuvieron correlaciones positivas entre la BRS y las dimensiones de calidad de vida del WHOQOL-Bref, con coeficientes entre .12 y .42 en las dimensiones, entre .24 y .48 para la puntuación total y entre .21 y .42 para el punto de corte. Los coeficientes de correlación entre la BRS y la suma de comportamientos de riesgo de suicidio del YRBS para las dimensiones estuvieron entre -.14 y -.26. En puntuación total y punto de corte las correlaciones fueron negativas y por arriba de -.28 (Tabla 4).

En la validez convergente el AVE por factor fue .3 para el factor global y .4 para el factor específico. Ambos por debajo del .5 esperado como mínimo para validez convergente. Las cargas en el factor global fueron altas en los ítems 1, 3 y 5 y en el factor específico fueron sobre .5 en los ítems que lo componen, 2, 4 y 6.

Tabla 4:  Validez convergente del Brief Resilience Scale, BRS, versión chilena con las dimensiones de calidad de vida del WHOQOL-Bref y con el riesgo de suicidio (n = 1,237).  

En el AFE (n = 618), surgen dos factores, uno para ítems indirectos y otro para directos. El índice KMO y el test de Bartlett fueron adecuados. Las cargas fueron ≥.760 (Tabla 5).

En el AFC (n = 619), se verificó el ajuste de los datos a un modelo bifactor con los 3 ítems indirectos que forman un factor específico de método. Todas las cargas factoriales del factor general fueron altas excepto las de los ítems indirectos. En el factor específico todas las cargas estuvieron arriba de .50. Los índices globales de ajuste fueron: χ² = 9.256(6), p = .160; CFI = .995; TLI = .988, todos adecuados ≥ .95 (^{Hu y Bentler, 1999}) RMSEA = .035 IC 90% (.000, .076( < .05 ajuste perfecto (^{Browne y Cudeck, 1992}). Los errores estándar fueron correctos y los valores residuales estuvieron por debajo de .10.

También se llevó a cabo un modelo de dos factores con los tres ítems indirectos en un factor y los tres ítems directos en otro. El modelo es muy similar al bifactor en sus indicadores. El modelo de dos factores correlacionados χ2 = 14.693 (6), p = .065; CFI = .990; TLI = .981; RMSEA = .037, IC 90% (.006, .062(. Para determinar el modelo con mejor ajuste se hicieron comparaciones de Chi cuadrado y grados de libertad. Esta comparación permitió demostrar que no hay diferencia entre ambos modelos (Lrtest = (χ2 = 5.437; (gl = 2; p = .066)

Tabla 5:  Análisis Factorial Exploratorio, fiabilidad de consistencia interna y estabilidad de la Brief Resilience Scale, BRS, versión chilena. 

La fiabilidad de consistencia interna calculada a partir del modelo de medida muestra un coeficiente alfa de Cronbach, aceptable (^{Nunnally y Bernstein, 1995}). En el modelo bifactor, el factor general tiene un omega jerárquico de .59 y el coeficiente omega total es .81, mientras que en el modelo de dos factores ω = .810 . La estabilidad de todos los ítems fue moderada, con una puntuación más baja en el ítem 2. La estabilidad de la puntuación total evaluada mediante el coeficiente de correlación intraclase, fue alta (Tabla 5).

Discusión

El objetivo de esta investigación fue informar del proceso de adaptación transcultural y revisión de las propiedades psicométricas de la BRS en población joven chilena. Este estudio sugiere que la versión chilena de la BRS muestra equivalencia lingüística y conceptual. Además, se obtuvo evidencia de validez concurrente, validez convergente, así como de validez de estructura interna y fiabilidad adecuadas.

Respecto a la equivalencia lingüística, en la traducción del ítem hubo dos expresiones cada una con dos posibles interpretaciones. La primera “have a hard time” en la versión española (^{Rodríguez-Rey et al., 2016}) se tradujo en el sentido de tener una mala experiencia “pasarlo mal”, mientras que en el caso de la versión chilena se interpretó como “tener problemas”. Por otra parte la expresión “make it through” se podría traducir como “sobrellevar”, que se refiere a vivir el día a día con la situación, o “superar”, que es haber pasado por ella y seguir adelante. En la versión chilena esta expresión se interpretó como “superar” que refleja el constructo entendido como una capacidad de recuperación.

En las entrevistas cognitivas se constató su equivalencia conceptual ya que no se presentaron dificultades al aplicarse a la población en estudio, lo cual es relevante si se consideran las características del castellano hablado en Chile.

Se pudo observar en general una distribución simétrica, no obstante, el efecto techo en el ítem 6 puede mostrar que tiene alguna dificultad para captar la variabilidad de la escala en esa población, dado que el valor fue 16%. Aunque la distribución de los demás ítems no presentaba problemas, decidimos utilizar correlaciones policóricas dado el carácter ordinal de la escala. El ítem 2 muestra propiedades métricas peores que los demás ítems probablemente vinculadas a las dos posibles interpretaciones comentadas en el proceso de equivalencia lingüística.

En el presente estudio, la presencia de dos factores del AFE es similar al modelo de segundo orden con dos factores de la versión española (^{Rodríguez-Rey et al., 2016}). En el examen general del ajuste del AFC, los índices del modelo bifactor son adecuados como en el estudio previo (^{Hidalgo-Rasmussen y González-Betanzos, 2019}), y tienen un ajuste aún mejor que el obtenido con un modelo de segundo orden de la versión española (^{Rodríguez-Rey et al., 2016}).

En este estudio se probaron dos modelos el bifactor y uno de dos factores correlacionados, ambos tienen un ajuste adecuado, siguiendo del principio de parsimonia el modelo de dos factores sería mejor ya que con índices similares resulta ser mas sencillo con más grados de libertad, sin embargo desde el punto de vista teórico y tomando en cuenta que “es necesario que el modelo de medida adoptado tenga sentido teórico y se ajuste a los datos” (^{Viladrich et al., 2017, p. 768}), consideramos que los dos factores no representan la teoría, están creados como resultado de un efecto de método y no porque realmente tengan sentido para el constructo. Por esa razón consideramos que el modelo más adecuado a la teoría es el bifactor que aísla en un factor aquellos ítems que muestran el efecto de método y agrupa a los 6 por su contenido en otro factor.

En el examen general del ajuste del AFC, los índices del modelo son adecuados CFI = .995; TLI = .988, RMSEA = .035 IC 90% (.000, .076( como en el estudio previo (^{Hidalgo-Rasmussen y González-Betanzos, 2019}) que realizado con 1345 estudiantes el modelo bifactor tuvo como resultado ((2 = 85.232, gl = 8, p < .001, CFI = 99, NFI = .982, GFI = .99, RMSEA = .06, IC 90% (.041, .074( y comparados con los de otros estudios que también utilizaron modelos bifactor, son mejores que los obtenidos en la versión francesa CFI = .98,TLI = .97, RMSEA = .08 y similares a los obtenidos en la versión alemana con dos muestras: muestra 1: CFI = .99; RMSEA = .07; muestra 2: CFI = 1.00, RMSEA = .01. Al comparar los índices obtenidos en la versión chilena con otras versiones en español, el primero obtuvo mejores índices de ajuste que la versión española aplicada a 98% de participantes entre 31 y 60 años: CFI = .984; RMSEA = .067 (^{Rodríguez-Rey et al., 2016}) y que la versión para hispanohablantes de Estados Unidos aplicada a estudiantes universitarios de 18 a 58 años: CFI = .98, TLI = 96, RMSEA = .07, IC 90% (.003-.122( (^{Karaman et al., 2018}). Para la revisión de propiedades psicométricas de versiones del BRS de distintos países, se han probado distintos modelos y solo en la versión brasileña (^{Coelho et al., 2016}) aplicada a participantes de edad 26.3, DS = 7.06, se eliminó el ítem 5 que en la versión original en inglés dice: “I usually come through difficult times with little trouble” basados en el resultado del AFE, pero no se abordaron las implicaciones teóricas de la eliminación por lo que en aplicaciones posteriores de la misma versión se han utilizado los seis ítems que conforman originalmente la escala (^{Nogeira-Neves et al., 2018}). En la versión chilena, el modelo bifactor tuvo un buen ajuste y solo en una de otras dos versiones en las que el modelo bifactor se puso a prueba resultó ser el mejor. En el caso de la versión francesa aplicada a parteras de hospital, se pusieron a prueba el modelo unifactorial, uno de dos factores correlacionados y uno bifactor con un factor general y uno para los ítems negativos, se utilizó el estimador MLR y el mejor fue el unifactorial: CFI = .97, TLI =.95, SRMR = .04, RMSEA = .07 (^{Jacobs y Horsch, 2019}). No sucedió así en el caso de la versión alemana en la que también utilizó el estimador ML y con participantes de 18 a 75 años, y fue el modelo bifactor el que superó tanto al modelo de un factor como al de dos factores (^{Chmitorz et al., 2018}). También se han utilizado modelos de segundo orden en el análisis de la estructura del BRS (Rodríguez-Rey et al., 2016) pero se han visto ventajas del modelo bifactor sobre el segundo orden entre ellos la dificultad en la interpretación de los coeficientes lo que en el caso del bifactor es más sencillo ya que los factores específicos no están distorsionados (^{Chen, West, y Sousa, 2006}). En nuestro estudio utilizamos el estimador MLR por que los datos presentaban desviaciones respecto a una distribución normal, de la misma manera que se ha utilizado en otros estudios de versiones del BRS (Coelho et al., 2016; Jacobs y Horsch, 2019; ^{Kyriazos et al., 2018}). La validación de versiones del BRS se ha realizado con diversas poblaciones, y la utilización de muestras de estudiantes es frecuente. Así la validación de la versión coreana se realizó con estudiantes universitarios con media de edad 21.66 años, DS = 1.83 (^{Choi et al., 2019}); en la versión china con estudiantes media de edad 20.41, DS = 2.49 (^{Fung, 2020}) y en la versión para hispanohablantes de USA con estudiantes universitarios con una media de edad de 22.14 años, DS = 6.93 (Karaman et al., 2018). Cuando la validación pretende servir para utilizar el instrumento en toda la población puede representar una limitación la participación exclusiva de estudiantes universitarios, pero cuando se pretende utilizar para estudiar jóvenes que estudian no es así. Desde luego cuando se aplica a grupos distintos es necesario verificar nuevamente las propiedades psicométricas, pero este es un procedimiento necesario independientemente de que ya existan resultados en un grupo porque la validez no es una cualidad del test sino de la interpretación de las puntuaciones (^{Appelbaum et al., 2018}).

Los resultados del presente estudio respecto a las diferencias por sexo de la resiliencia van en el mismo sentido que en la muestra de la versión original en la que hubo puntuaciones más altas en hombres, aunque no significativas (^{Smith et al., 2008}) y que la muestra española, con puntuaciones significativamente mayores en los hombres (p = .002) (^{Rodríguez-Rey et al., 2016}).

La fiabilidad de consistencia interna calculada a partir del modelo de medida, muestra un coeficiente alfa de Cronbach aceptable por ser una adaptación en desarrollo (^{Nunnally y Bernstein, 1995}). El factor general tiene un omega jerárquico de .59, que no es muy elevado porque hay un potente efecto de método, ya que los ítems indirectos definen muy claramente su factor, pero al calcular la puntuación total y sumar el coeficiente del factor general y el específico, la omega total es .81. Se tienen antecedentes de esta forma de presentar tanto omega jerárquica como omega total (^{Green y Yang, 2015}; ^{Zinbarg., 2005}).

A partir de los resultados para validez convergente consideramos que hay evidencia parcial de la validez convergente de la escala por lo que es importante que futuros estudios sigan aportando evidencia de ella.

Hasta el momento se sabía que la versión chilena de la escala BRS tenía adecuada validez de estructura interna y fiabilidad (^{Hidalgo-Rasmussen & González-Betanzos, 2019}), no obstante faltaba reportar el proceso de equivalencia lingüística y conceptual, lo que sucedió al considerar la capitalización al azar, la información sobre la validez convergente y la estabilidad, así como conocer la consistencia interna calculada a partir del modelo de medida. Estos datos permiten tener un panorama más completo de las posibilidades de la escala.

Como se ha sostenido antes, los modelos bifactor son adecuados cuando se ha mostrado que los modelos de segundo orden ajustan bien (^{Reise, 2012}). En el caso de este estudio el modelo bifactor tuvo un alto valor para explicar la doble función del ítem y en el caso de los ítems indirectos, su aportación tanto al factor de método como al factor general para representar con precisión el constructo psicológico subyacente.

Es importante tener en consideración una serie de limitaciones. El diseño del estudio no permite obtener predicción de resultados a partir de distintas puntuaciones de resiliencia. Sin embargo, se ha aportado otro tipo de evidencia fundamental para constructos que siguen modelos reflectivos (^{Jarvis., 2003}). Aun así, futuros estudios podrán abordar ese propósito. El hecho de haber trabajado con una muestra de estudiantes jóvenes deja preguntas pendientes, tales como si el modelo teórico se ajusta también a la población adulta, a la población clínica o a la no estudiantil. Nuestro interés se centró en estudiantes jóvenes ya que es importante incidir en esta población tanto por su edad, como por su potencial de ser reproductores de conductas al formar una familia o al ejercer su profesión. Se conoce de las limitaciones que tiene el autoreporte (^{Bauhoff, 2014}) pero en el estudio de la resiliencia no existen actualmente medidas objetivas que permitan identificar ante las diferentes situaciones que enfrentan los individuos, su capacidad para recuperarse y que sean medidas prácticas para conocer, por ejemplo, la situación de un grupo en un tiempo determinado. Además, el contexto institucional en el que se aplicó, permite controlar variables y generar una disposición para la contestación honesta de las escalas por parte de los estudiantes.

Cuando la escala se aplique a poblaciones distintas a las reportadas en el presente estudio, es deseable informar de las propiedades para esa nueva muestra (^{Appelbaum et al., 2018}). Los nuevos estudios podrían dirigirse tanto a modelos explicativos que incluyan a la resiliencia como la capacidad de recuperarse del estrés, como al cambio en la resiliencia a través del tiempo o por medio de intervenciones.

La evaluación de la resiliencia es fundamental también para el desempeño clínico. La BRS se ha utilizado para evaluar a operadores de ambulancia ya que estos trabajadores constantemente afrontan a retos (^{Shakespeare-Finch y Daley, 2017}) también la BRS ha servido para evaluar la resiliencia en estudiantes de veterinaria que enfrentan estresores debido a extensas horas de trabajo, dilemas éticos e interacción con clientes (^{McArthur et al., 2017}).

En este estudio se parte de la definición de la resiliencia como capacidad de recuperación más que como recursos para sobreponerse (^{Smith et al., 2008, 2010}). En cuanto a la velocidad para sobreponerse ^{Norris et al (2008}), reporta que en la física la resiliencia tiene que ver con la velocidad con la cual se logra la homeostasis y resulta fundamental cuando se habla de desastres pero desde este mismo autor la rapidez no es por sí misma resiliencia sino parte de la dinámica que tienen los recursos de una comunidad ante un desastre, así la resiliencia no sería un resultado ni sería estabilidad, sino más bien la resiliencia comunitaria sería una estrategia ante los desastres. Aunque con muchas coincidencias también habría diferencias en la conceptuación de la resiliencia en el contexto de la psicología respecto al uso del término en contextos comunitarios y hospitalarios.

Conclusiones

Es importante mencionar que este estudio aporta evidencia sobre la equivalencia lingüística y conceptual de la escala BRS chilena con la versión original en inglés que mide la resiliencia definida como recuperación del estrés (^{Rodríguez-Rey et al., 2016}; ^{Smith et al., 2008}), más que contar con recursos para afrontar las situaciones adversas. Con respecto a sus propiedades de medida, al aplicarse a una muestra de estudiantes jóvenes chilenos, el modelo bifactor se ajustó bien a los datos y es más congruente con la teoría y se observó de la BRS con respecto a otras medidas con las que se esperaba estuviera correlacionada lo cual apunta a su validez concurrente, mientras que hay evidencias de validez convergente pero se requiere seguirlas analizando en estudios futuros.

Al considerar el proceso de adaptación transcultural realizado y las propiedades psicométricas reportadas, se concluye que la versión chilena de la BRS puede ser útil para medir la resiliencia en grupos de jóvenes chilenos.