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Revista Latinoamericana de Psicología
ISSN: 0120-0534
Fundación Universitaria Konrad Lorenz
Colombia
García Sevilla, Lluis; Pérez, Jorge; Tobeña, Adolf
Fiabilidad y validez de la versión castellana del E.P.I. (Eysenck Personality Inventory)
Revista Latinoamericana de Psicología, vol. 11, núm. 3, 1979, pp. 393-402
Fundación Universitaria Konrad Lorenz
Bogotá, Colombia
Disponible en: http://www.redalyc.org/articulo.oa?id=80511307
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Red de Revistas Científicas de América Latina, el Caribe, España y Portugal
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REVISTA LATINOAMERICANA DE PSICOLOGIA1979 VOLUMEN 11 - N9 3 393-402
FIABILIDAD Y VALIDEZ DE LA VERSIONCASTELLANA DEL E.P.1. (EYSENCK
PERSONALITY INVENTORY)LLUIS GARCÍA SEVILLA *, JORGE PiREZ
Universidad de Barcelonay
ADOLF TOBEÑAUniversidad Autónoma de Barcelona
The reliability of the Spanish versionof the Eysenck Personalitylnventory (E.P.I.) was found by means of test-retest (a week and three.and half years apart), and using paralle1 forms with university stu-dents (N = 74). Paralle1 validity was found in relation to the Spanish·questionnaire (Pinillos, 1974) "control, extraversión and paranoídism,C.E.P." with university Students. (N = 318). Reliability is slighly lowerthan the English one. The scale of "Sincerity" has several shortcomings.Parallel validity is high, and therefore the E.P.I. is a valid test if thee.E.p. is valido
La teoría de la personalidad de Eysenck (1957, 1967) destaca'Sobre otras teorías científicas de la personalidad por estar basada nosólo en aspectos conductuales sino también en aspectos fisiológicos.del individuo. Estos últimos aspectos permiten la posibilidad de me-,dir la personalidad de una manera totalmente objetiva, mediantepruebas de laboratorio psicofisiológicas o de rendimiento (Eysenck1960). Creemos que esta posibilidad de la medida objetiva situa lateoría de Eysenck a la cabeza de las teorías de la personalidad des-<le una perspectiva científica. Sin embargo la utilización de instru-mentos de laboratorio para la medición de la personalidad tiene unaslimitaciones económicas y técnicas evidentes. Por esto se utilizan y
* Dirección: Laboratorio de Psicología Anormal, Facultad de Medicina, De-'pártamento de Psiquiatría y Psicología Médica (Prof. Obiolsj , CI Casanova, 145.Barcelona 56, España.
394 GARCIA SEVIllA, PEREZ y TOBEnA
se utilizarán, cuestionarios para medir las variables de personalidadde Eysenck. Estos cuestionarios son de fácil administración y eva-luación, así como de la máxima objetividad posible con tests depapel y lápiz. En este sentido Eysenck ha ido mejorando a lo largo-de años diversos inventarios de personalidad: Maudsley MedicalQuestionnaire (M. M. Q.) (Eysenck, 1952), Maudsley Persona lit y In-ventory (M. P. l.) (Eysenck, 1959), Eysenck Personality Inventory(E. P. l.) (Eysenck y Eysenck, 1964) y Eysenck Personality Questíon-naire (E. P. Q.) (Eysenck y Eysenck, 1975). Estos inventarios hansido estudiados desde diferentes perspectivas a fin de conseguir unoscriterios de comportamiento externos que discriminarán perfecta-mente las medidas de personalidad.
De los diferentes inventarios construidos por Eysenck, el E. P. l.ha sido traducido al castellano y validado factorialmente por Sánchezy Cuadras (1972) y editado por TEA (Eysenck y Eysenck, 1972, 1973).Nuestro interés por el E. P. l. proviene tamo por su aplicación di-recta (p.e. Pérez, 1977) como por el intento de aplicar la teoría deEysenck al campo animal (p.e, Tobeña, 1977, García y Garau, 1978).Por eso una de nuestras necesidades es poder contar con un inven-tario de personalidad altamente válido, de resultados intercambiablescon pruebas de laboratorio aplicables tanto a sujetos humanos comoa animales experimentales. Así uno de nuestros proyectos inmediatoses la determinación de la validez empírica de la versión castellanadel E. P. l. (trabajo en curso). Pero como tal proyecto es costoso,parece razonable comenzar estudiando la fiabilidad y validez para-lela de la versión castellana del E. P. L, sin descartar la posibilidadde realizaren el futuro una nueva validación factorial. Todo esto-por los siguientes motivos:
a) Hemos notado algunos problemas de traducción al castellano-del original inglés, que en algunos casos haría cambiar el sentidooriginal de lo que pretendían medir ciertas variables (Items).
b) En la publicación de la validación factorial de esta versióndel E. P. l. (Sánchez y Cuadras, 1972) no están completamente es-pecificadas las saturaciones de cada variable en cada uno de los tresfactores (Neuroticísmo, Extraversión y Sinceridad -N, E Y S).
c) En el trabajo original de validación factorial (Sánchez yCuadras, 1972) los autores proponen unas variables como seguras,otras como dudosas y otras a eliminar. En la publicación definitivadel cuestionario en castellano (TEA, 1973) aparecen ciertas irregula-ridades respecto a las propuestas de los autores en su trabajo original.
d) La versión castellana del E. P. l. no parece dar los resultados:cHnicos que deberían ser esperados de ella (Corominas, 1977).
LA VERSIQN CASTELLANA DEL E.P.I. 39&
e) No hay estudios de fiabilidad test-retest de la versión caste-llana del E. P. J. Y los estudios de este tipo de fiabilidad en la formaoriginal inglesa tienen como máximo un intervalo de doce meses.
f) Por otra parte, es relativamente fácil medir la validez para-lela entre dos cuestionarios, y así Se ha hecho con la versión castella-na del E. P. l. respecto a los cuestionarios Control, Extraversión yParanoidísmo (C. E. P.), el de Bell y el de Bernreuter (TEA, 1973);De estas validaciones, la más interesante, a nuestro juicio, es la delE. P. l. con el C. E. P. (Pinillos, 1974) ya que este cuestionario in-tenta medir las mismas variables de personalidad que usa Eysenckpero no es la adaptación castellana de un cuestionario elaborado enotra cultura, sino que está construido partiendo directamente de larealidad española (Pinillos, 1960, 191'1). En el manual del E. P. l.(TEA, 1973) existen dos estudios correcionales entre el C. E. P. Y elE. P. L, uno sobre unamuestra de 66 sujetos y otro sobre una de130 sujetos, siendo las correlaciones mayores en la muestra menory en la segunda edición del manual C. E. P. (TEA, 1974) aparecenlas mismas correlaciones obtenidas de los 66 sujetos del estudio an-terior, pero en una muestra de 256 sujetos cuyas medias y desvia-ciones estándard en las variables de personalidad corresponden unasa la muestra de 66 sujetos y otras a la de 130. Ante todo esto, pareciórazonable repetir la validación paralela de la versión castellana delE. P. l. con el C. E. P. a partir de una muestra mayor.
l. FIABILIDAD
MATERIAL y METODO
Sujetos: Fueron utilizados 74 estudiantes (53 mujeres y 21 hom-bres) de segundo curso de Psicología de la Universidad Autónomade Barcelona (U. A. B.). La média de edad fue de 21 años (s = 3'52).Todos ellos se ofrecieron como voluntarios a la prueba.
Material: Formas A y B de la versión castellana del E. P. I.(TEA, 1973).
Procedimiento: El primer día cada sujeto contestó la forma Ay la forma B del cuestionario, intercalándose entre ambas formasotras medidas de personalidad de laboratorio. El cuestionario fueadministrado individualmente por uno los autores, siguiendo las nor-mas usuales de administración. Al cabo de una semana justa los su-jetos repitieron todo el proceso. De esta forma, se pudo obtener unafiabilidad test-re test de las formas A, B Y A+B Y una fiabilidad pa-ralela entre las formas A y B.
Al cabo de tres años y seis meses, aproximadamente, se enviópor correo a la casi totalidad (n = 60) de los sujetos las formas AyB del cuestionario con el ruego que lo devolvieran contestado a fin
396 GARCIA SEVILLA, PEREZ y TOBE1'lA
de medir la fiabilidad test-retest a largo término. De los 60 cuestio-narios (A y B) enviados recibimos 44 totalmente contestados.
RESULTADOS
La tabla 1 muestra los coeficientes de correlación de las tresescalas del E. P. l. obtenidas mediante el sistema de formas parale-las (entre A y B). La segunda pasada se efectuó al cabo de una se-mana de la primera y la tercera pasada fue hecha al cabo de tresaños y medio de la segunda.
TABLA 1Coeficientes de fiabilidad de las escalas del E.P.I. obtenidas por el
sistema de Formas paralelas
~ 1\1Pasada 2l.' Pasada 31!>Pasada---_._._.~---
~ N 0'7403 (n=21) 0'8164 (n=19) 0'8821 (n=14)l:'1 ._----------". ~----_.~-------~ E 0'7499 0'6608 0'3675O .._-----lI: S 0'3377 0'6015 0'3866V,) N 0'7109 (n=53) 0'6595 (n=52) 0'7641 (n=30)~~ E 0'6868 0'7310 0'7457..-,;:¡ -o-
~ S 0'2004 0'4967 0'7216-----------~ N 0'7430 (n=74) 0'7466 (n=71) 0'8119 (n=44)-( .__ ._.__ ., ...._--_ ... _ ..'._ .._---_._. __ .- -_ .._. ---_.,--~--,-------_ .
Í"'1O E 0'7056 0'7065 0'5934Í"'1 ----_._-~. --'- ----,._-~-_._---------_.._--_ ... ._-
S 0'2467 0'5282 0'6201
La tabla 2 muestra los coeficientes de correlación de las tres es-calas del E. P. l. obtenidas mediante el sistema test-retest en los espa-cios de tiempo antes mencionados.
DISCUSION
En la fiabilidad por formas paralelas encontramos lo siguiente:a) El coeficiente de fiabilidad ponderado de la escala N de
nuestras tres pasadas (véase Tabla 1) es 0'76, coeficiente inferior a loshallados con el cuestionario inglés original en una gran poblaciónnormal (0'81) y en una muestra de neuróticos (0'87) y en otra depsicóticos (0'91). Sin embargo el coeficiente calculado en nuestramuestra es del mismo orden que el hallado en la adaptación al fran-cés del E. P. r., correlaciones entre 0'81 y 0'74 (TEA, 1973). Esto nosindica que la escala N podría ser mejorada.
TABLA 2
Coeficientes de fiabilidad de las escalas del E.P.I. obtenidasmediante el sistema de Test-retest
1 semana 3 años y 6 mesesForma A Forma B A+B Forma A Forma B A+B
~ N 0'9229 (n=19) 0'9657 (n=19) 0'7787 (0=19) 0'1233 (0=14) 0'2802 (0=14) 0'1702 (n=14),.Q
0'8533 0'7558 0'5519 0'2336 0'4880a E 0'9110o:I: S 0'8307 0'8485 0'8939 0'2635 0'0086 0'0183
~N 0'9092 (0=52) 0'8487 (0=52) 0'8880 (0=52) 0'6312 (0=30) 0'7193 (0=30) 0'7548 (0=30)
CI) E 0'9091 0'8558 0'9173 0'7675 0'5165 0'6616'-'::s~ S 0'7932 0'7320 0'8313 0'6704 0'4159 0'6012
N 0'9259 (n=71) 0'8903 (n=71) 0'9194 (n=71) 0'4492 (n=44) 0'5270 (n=44) 0'4994 (0=44)
~IE 0'9066 0'8501 0'8841 0'6818 0'4178 0'6275S 0'8001 0'7782 0'8554 0'5651 0'1959 0'3707
598 GARCIA SEVILLA, PEREZ y TOBE~A
b) La escala E, en general, siempre muestra una fiabilidad li-geramente inferior a la escala N, tanto en el cuestionario inglés ori-ginal como en las adaptaciones. También en este caso, la escala Eparece ser susceptible de mejora, ya que el coeficiente de correlaciónhallado (0'68) es inferior al original inglés en una gran muestra nor-mal (0'76) y en una muestra de neuróticos (O'7S) y en otra de psi-cóticos 0'74) (TEA, 1973).
e) La escala S es francamente poco fiable (0'44).En la fiabilidad test-retest (véase Tabla 2) observamos:a) La decaída de la fiabilidad en las escalas N y E por el au-
mento del paso del tiempo entre el test y el re test es comparable ala registrada en las formas originales inglesas (TEA, 1973), cosa quehemos inferido a partir de los datos, ya que no hemos encontradoun parangón a nuestro test-re test de tres años y medio.
b) Como en el caso anterior, las escalas S son las menos fiables.c) De nuestros resultados se desprende que la forma A es más
fiable que la forma B de la versión castellana del E. P. l.
n. VALIDEZ
MATERIAL Y METOnO
Sujetos: Fueron utilizados 318 estudiantes (lIS mujeres y 203hombres) de segundo curso de la Facultad de Medicina de la Uni-versidad de Barcelona (U.B.). La media de edad fue de 19'59 años(s=2'85). La clase se ofreció a colaborar en bloque en la prueba.
Material: Forma A de la versión castellana del E. P. l. (TEA,1973), ya que como hemos visto, es la forma más fiable. Escalas Con-trol emocional, Extraversión y Sinceridad (C, E y S) del cuestiona-rio C. E. P. de Pinillos (TEA, 1974).
Procedimiento: Se pasaron la forma A del E. P. l. Y las escalasC, E y S del C. E. P. formando un cuadernillo, colectiva y anónima-mente. Los resultados fueron correlacionados.
RESULTADOS
La Tabla 3 muestra las medias y desviaciones estandard de lasvariables de personalidad de los cuestionarios E. P. l. Y C. E. P., endivisión por sexos y totales.
En el cuadro de correlaciones (Tabla 4) en división por sexos,entre las variables de personalidad de los cuestionarios E. P. l. YC. E. P., se puede observar que los coeficientes de correlación en-tre las variables comunes de ambos cuestionarios, es decir las me-didas de validez, son muy superiores al resto de coeficientes.
LA VERSION CASTELLANA DEL E.P.I. 899
TABLA 3
Medias y desviaciones estandard de las variables de personalidadde los cuestionarios E. P. l. Y C. E. P.
x s x s x sN 10'79 4'35 l1'4S 4'27 11'04 4'32
...; E 9'96 4'36 10'30 4'26 10'10 4'35"".;f4 S 6'24 1'45 6'16 1'77 6'21 1'57
C 12'11 5'60 11'59 6'02 11'92 5'75"".; E 18'35 9'29 19'86 7'72 18'89 S'77f4Ú S 9'03 3'63 7'94 3'62 8'57 3'63
Hombres Total
Lo anterior también se observa en el cuadro de correlacionesentre variables de los dos cuestionarios utilizando toda la muestra(Tabla 5).
DlSCUSlON
De las Tablas 4 y 5 podemos concluir que las escalas N y E delE. P.!., en su versión castellana (forma A), muestran validez para·lela con las escalas C y E del C. E. P., a tenor del valor de las co-rrelaciones obtenidas, ya que éstas son del mismo origen que lashalladas entre el E. P. l. Y otros cuestionarios en distintos países ycon distintas muestras (TEA, 1973). Sin embargo la escala S mues-tra un nivel inferior de validez.
Por otra parte, las escalas N y .E de la versión castellana delE. P. l. (forma A) se muestran, muy independientes entre ellas, a :pesar de la usual correlación negativa hallada normalmente (Ca-'rrigan, 1960; Eysenck y Eysenck, 1964; Templer, 1971). Esta orto-gonalidad es altamente positiva, y contrasta con la correlación ob-tenida entre e y E del C. E. P. en nuestra muestra. Igualmente esinteresante la independencia entre las escalas E y S tanto en laforma A de la: versión castellana del E.P. l. como en el C. E. P.Sin embargo, en ambos cuestionarios la escala S muestra una im-portante correlación con las escalas de emocionabilidad (N y C res-pectivamente).
400 GARCIA SEVILLA, PEREZ Y TOBERA
TABLA 4
Cuadro de correlaciones, en división pcrr sexos, entre las variablesde personalidad de los cuestionarios E.P.I. 'Y C.E.P.
e.E.p. E.P.I.Hombres S E e s E N
·N 0'3548 -0'2806 -0'6477 0'3620 -0'0134....~ E 0'2543 0'6569 -0'1041 0'1111 -0'103514
S 0'4955 -0'0202 -0'3914 -0'0947 0'4147
~ e -0'4404 0'2270 -0'3667 0'2044 -0'6463~ .E 0'0316 0'3708 -0'1274 0'7766 -0'2874U S --0'0116 -0'2407 0'5288 -0'0029 0'2653
TABLA 5
Cuadro de correlaciones entre las variables de personalidad de loscuestionarios E.PJ. Y CE.P.
C.E.P E.P.I.s E e s E N
N 0'3017 -0'2745 --0'6473 0'3781 -0'0233....~ E 0'1572 0'6940 0'0069 0'0366r4 S 0'5051 -0'0600 -0'3824
~e -0'3681 O~2790
r4 E 0'0159ti S
LA VERSION CASTELLANA DEL E.P.I. 401
CONCLUSIONES
La fiabilidad de las escalas N y E de la version castellana delE. P. l. es ligeramente inferior a la de las mismas escalas del cuestio-nario original inglés, cosa que indica que puede mejorarse la versióncastellana.
La escala S se muestra mucho menos fiable que las otras es-calas. A este respecto pensamos que la escala S de la versión cas-tellana está contaminada por la escala N de neuroticismo (véaseTabla 5).
Referente a la validez de esta versión del E. P. L, podemos apun-tar que semuestra válida con relación al C. E. P., es decir, el problemade su validez queda supeditado a la de este cuestionario, y por tantosería necesario establecer una validez empírica de la versión castellanadel E. P. l.
RESUMEN
Se calculó la fiabilidad de la versión castellana del Eysenck Per-sonality Inventory (E. P. L) mediante test-retest (una semana, y tresaños y medio) y mediante formas paralelas utilizando una muestrauniversitaria (n=74).
Se calculó la validez paralela respecto al cuestionario español"Control, Extraversión y Paranoidismo (C. E. P.) utilizando una mues-tra universitaria (n=318).
La fiabilidad es ligeramente inferior a la versión original in-glesa. La escala de Sinceridad presenta grandes deficiencias. La vali-dez Paralela es alta, por tanto el E. P. I. sería válido en tanto lofuera el cuestionario C. E. P.
REFERENCIAS
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402 GAReIA SEVILLA, PEREZ y TOBE~A
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