International Journal of Cultic Studies ■ Vol. 3, 2012 41
Se inquirió a los participantes sobre el grado de
reflexión acerca de su experiencia grupal
durante el intervalo de tiempo transcurrido desde
que participaron en la primera aplicación de la
GPA-S hasta que lo hicieron en el estudio test-
retest. Contestaron que habían reflexionado: En
absoluto (n=4 8%) Menos (n=8 16%) Igual
(n=16 32%) Algo (n=10 20%) Mucho (n=12
24%). La prueba de Wilcoxon para muestras
relacionadas reveló la existencia de diferencias
significativas entre los rangos de las
puntuaciones para la escala GPA-S para el grupo
de mayor reflexión (z=-2,17 p=0,03) (Véase
Figura 1), siendo éste el único grupo que
incrementó su puntuación media en la segunda
aplicación respecto de la primera (Media GPA-
S1: 108,67 DT=17,44 Media GPA-S2: 114,50
DT=11,29).
Validez Diagnóstica
Para determinar la eficacia discriminativa o la
precisión diagnóstica, expresada como
sensibilidad y especificidad diagnósticas, de la
GPA-S, así como para determinar el mejor punto
de corte, se empleó el procedimiento de la curva
COR (Curva característica de operación del
receptor) incluyendo los datos de los
participantes de la muestra empírica (“Abuso”
n=101) y los del Grupo 1 de comparación
(“Ausencia de Abuso” n=38). Se ha sugerido
que se pueden derivar conclusiones cualitativas
significativas de los resultados de la prueba
COR aplicada con un total de alrededor de 100
observaciones (Metz, 1978). Sin embargo, puede
ser importante contar con un tamaño de los
grupos homogéneo, siendo preferible que cada
grupo contenga al menos 50 observaciones
(MedCalc Manual, 2005). Con todo, en nuestro
caso se ha preferido exponer los resultados de
comparar la muestra empírica con el Grupo 1 de
comparación y prescindir del Grupo 2, por no
cumplir este segundo grupo el supuesto de
normalidad y por aproximarse los datos
sociodemográficos más entre las dos muestras a
comparar. Teniendo en cuenta esto, y ante la
posibilidad de que la estructura de la muestra a
emplear para análisis de la curva COR,
presentara divergencias respecto de la estructura
real de la población (Pardo y Ruiz, 2002), se
efectuó una validación cruzada empleando como
muestra de validación el Grupo 2 (n=70) y como
muestra de entrenamiento los datos procedentes
de la muestra empírica y del Grupo 1 (n=139).
De este modo, se llevó a cabo un análisis
discriminante donde la variable dependiente fue
la variable de agrupación en función del abuso o
ausencia de abuso informado y la variable
independiente fue la prueba GPA-S. Se
consideró la probabilidad a priori de asignación
de los sujetos a cada grupo proporcional al
tamaño del mismo (0,727 y 0,273). La función
discriminante adoptó un autovalor de 2,09. El
valor de correlación canónica entre las
puntuaciones discriminantes y la variable de
agrupación fue de 0,82, indicando una buena
diferenciación entre los grupos. Finalmente, el
estadístico Lambda de Wilks adoptó el valor
0,32, cuya significación ((1)= 153,92
p=0,00) permite rechazar la hipótesis nula de
que las medias multivariantes de los grupos son
iguales. El valor de los centroides en la función
discriminante para el grupo de abuso fue 0,88 y
el mismo valor para el grupo de no abuso fue -
2,34. En la Figura 2, observamos las matrices de
confusión correspondientes a los casos
seleccionados (muestra de entrenamiento) y los
no seleccionados (muestra de validación),
mostrando altos porcentajes de acierto en la
clasificación para ambas muestras.
Se inquirió a los participantes sobre el grado de
reflexión acerca de su experiencia grupal
durante el intervalo de tiempo transcurrido desde
que participaron en la primera aplicación de la
GPA-S hasta que lo hicieron en el estudio test-
retest. Contestaron que habían reflexionado: En
absoluto (n=4 8%) Menos (n=8 16%) Igual
(n=16 32%) Algo (n=10 20%) Mucho (n=12
24%). La prueba de Wilcoxon para muestras
relacionadas reveló la existencia de diferencias
significativas entre los rangos de las
puntuaciones para la escala GPA-S para el grupo
de mayor reflexión (z=-2,17 p=0,03) (Véase
Figura 1), siendo éste el único grupo que
incrementó su puntuación media en la segunda
aplicación respecto de la primera (Media GPA-
S1: 108,67 DT=17,44 Media GPA-S2: 114,50
DT=11,29).
Validez Diagnóstica
Para determinar la eficacia discriminativa o la
precisión diagnóstica, expresada como
sensibilidad y especificidad diagnósticas, de la
GPA-S, así como para determinar el mejor punto
de corte, se empleó el procedimiento de la curva
COR (Curva característica de operación del
receptor) incluyendo los datos de los
participantes de la muestra empírica (“Abuso”
n=101) y los del Grupo 1 de comparación
(“Ausencia de Abuso” n=38). Se ha sugerido
que se pueden derivar conclusiones cualitativas
significativas de los resultados de la prueba
COR aplicada con un total de alrededor de 100
observaciones (Metz, 1978). Sin embargo, puede
ser importante contar con un tamaño de los
grupos homogéneo, siendo preferible que cada
grupo contenga al menos 50 observaciones
(MedCalc Manual, 2005). Con todo, en nuestro
caso se ha preferido exponer los resultados de
comparar la muestra empírica con el Grupo 1 de
comparación y prescindir del Grupo 2, por no
cumplir este segundo grupo el supuesto de
normalidad y por aproximarse los datos
sociodemográficos más entre las dos muestras a
comparar. Teniendo en cuenta esto, y ante la
posibilidad de que la estructura de la muestra a
emplear para análisis de la curva COR,
presentara divergencias respecto de la estructura
real de la población (Pardo y Ruiz, 2002), se
efectuó una validación cruzada empleando como
muestra de validación el Grupo 2 (n=70) y como
muestra de entrenamiento los datos procedentes
de la muestra empírica y del Grupo 1 (n=139).
De este modo, se llevó a cabo un análisis
discriminante donde la variable dependiente fue
la variable de agrupación en función del abuso o
ausencia de abuso informado y la variable
independiente fue la prueba GPA-S. Se
consideró la probabilidad a priori de asignación
de los sujetos a cada grupo proporcional al
tamaño del mismo (0,727 y 0,273). La función
discriminante adoptó un autovalor de 2,09. El
valor de correlación canónica entre las
puntuaciones discriminantes y la variable de
agrupación fue de 0,82, indicando una buena
diferenciación entre los grupos. Finalmente, el
estadístico Lambda de Wilks adoptó el valor
0,32, cuya significación ((1)= 153,92
p=0,00) permite rechazar la hipótesis nula de
que las medias multivariantes de los grupos son
iguales. El valor de los centroides en la función
discriminante para el grupo de abuso fue 0,88 y
el mismo valor para el grupo de no abuso fue -
2,34. En la Figura 2, observamos las matrices de
confusión correspondientes a los casos
seleccionados (muestra de entrenamiento) y los
no seleccionados (muestra de validación),
mostrando altos porcentajes de acierto en la
clasificación para ambas muestras.
