Las personas experimentan situaciones de tensión o amenaza que implican un despliegue comportamental particular. Esto es aún más importante durante la adolescencia, un período caracterizado por cambios profundos en las áreas personales y sociales y por un aumento en las demandas simultáneas en diferentes ámbitos (Gaete, 2015). En este ámbito, el afrontamiento es entendido como el conjunto de esfuerzos por regularse ante circunstancias tensionantes (Morales-Castillo, 2019; Skinner y Zimmer-Gembeck, 2007), lo cual puede resultar relevante para comprender los niveles de bienestar durante la adolescencia (Zambianchi, 2018). Esta perspectiva del afrontamiento sugiere que la adversidad hace parte de la vida cotidiana y constantemente pone a prueba el repertorio personal no sólo en situaciones extremas o catastróficas (Skinner y Pitzer, 2012). El afrontamiento es considerado un proceso central en el funcionamiento emocional, cognitivo y comportamental de las personas en situaciones demandantes (Lazarus, 2006), en donde emerge una superposición de la autorregulación y la resolución de problemas en contextos de tensión (Aldwin et al., 2010), convirtiéndose en un proceso interactivo que vincula las condiciones personales con las características de la situación demandante.

Esta caracterización del afrontamiento contrasta con planteamientos previos centrados en estilos jerárquicos, mecanismos de defensa, perspectivas psicodinámicas y cognitivas (Ramos et al., 2015), orientándose en cambio a considerar el desarrollo humano en contexto y sus particularidades. El afrontamiento en la adolescencia puede considerarse cualitativamente diferente al que caracteriza la niñez y la adultez, lo que no significa que deba ser calificado como deficitario, pues está encaminado a tratar con los desafíos propios de este período, aunque en ocasiones parezca complejo de entender para los adultos (Frydenberg, 2017). Entre los aspectos que distinguen el afrontamiento en la adolescencia destacan las mejoras en la evaluación de la situación y los recursos para enfrentarla, así como las dificultades para la regulación emocional (Zimmer-Gembeck y Skinner, 2016). Al respecto, los trabajos sobre afrontamiento suelen incluir instrumentos desarrollados con población adulta, jóvenes o estudiantes universitarios (Greenaway et al., 2015), lo que supone un desafío para los estudios con niños o adolescentes. De manera adicional, el afrontamiento ha sido también descrito como un proceso que implica consecuencias, a corto y largo plazo, y que puede contribuir a comprender cómo la adversidad moldea el desarrollo humano (Skinner y Zimmer-Gembeck, 2009).

Por otro lado, la Medida Multidimensional de Afrontamiento (MMA) fue desarrollada con adolescentes tempranos para evaluar las formas de manejarse frente a la tensión en el contexto educativo (Skinner et al., 2013), clasificando los esfuerzos comportamentales por regularse en situaciones académicas adversas en adaptativos y desadaptativos (Skinner y Zimmer-Gembeck, 2016), de acuerdo con los resultados a los que conduzca. En primer lugar, las formas adaptativas de afrontamiento constituyen esfuerzos eficientes para manejarse frente a los desafíos de tipo académico, convocando recursos instrumentales apropiados frente a la adversidad (Skinner et al., 2013) (Tabla 1).

Tabla 1

Forma de afrontamiento	Definición
Planeación estratégica	Tentativas por resolver problemas o prevenirlos en situaciones futuras.
Búsqueda de ayuda	Acudir a los docentes para obtener apoyo en la comprensión de materiales de aprendizaje.
Búsqueda de comodidad	Dirigirse a otros en busca de alivio emocional, consuelo o alegría.
Autoincentivo	Intentos por manejar las propias emociones acudiendo al fortalecimiento de la confianza y el optimismo.
Compromiso	Tener presente por qué es importante la actividad desarrollada.

En segundo lugar, las formas desadaptativas de afrontamiento son esfuerzos comportamentales que no conducen a resultados productivos frente a la tensión, alejando las oportunidades relevantes para administrarla con éxito en contextos académicos (Skinner et al., 2013) (Tabla 2).

Tabla 2

Forma de afrontamiento	Definición
Confusión	Falta de claridad en los pensamientos o los próximos pasos.
Encubrimiento	Esfuerzos por evitar que otros conozcan los resultados negativos.
Autocompasión	Fomento de la lástima hacia sí mismo y las tribulaciones propias.
Proyección	Atribuir a otros la causa de los resultados negativos.
Pensamiento rumiante	Preocupación constante por las características negativas de un escenario.

Considerando que el afrontamiento en contextos académicos se refiere a las formas en que los estudiantes enfrentan los desafíos, obstáculos, reveses y fracasos que encuentran a diario en su trabajo académico (Skinner et al., 2020), esta perspectiva resulta crítica especialmente en la comprensión del desempeño durante la adolescencia (Hanewald, 2013; Huan et al., 2008). Al respecto, las estrategias a las que acuden los adolescentes para manejarse ante los desafíos del medio académico afectan aspectos concretos como el Ajuste escolar, el cual se refiere al nivel de adherencia de los estudiantes a las expectativas sociales sobre su comportamiento en el medio educativo (Reich y Flanagan, 2010), comprometiéndose diferentes recursos personales de los adolescentes para integrarse en los procesos de enseñanza-aprendizaje (Wentzel, 2003).

Estudios previos han planteado que la inclinación hacia determinadas estrategias de afrontamiento puede marcar una diferencia potencial en los procesos de aprendizaje durante la educación secundaria (Skinner et al., 2016), lo que afectaría el Ajuste escolar durante la adolescencia (Hampel y Petermann, 2006), un tópico sobre el cual no existen suficietes trabajos con adolescentes tempranos (11 a 14 años) particularmente en el contexto latinoamericano.

Se ha sugerido que existen diferencias en la manera en que los adolescentes hombres afrontan sus dificultades con respecto a las mujeres (Amemiya y Wang, 2018), lo que se vería reflejado en diferencias en el Ajuste escolar (Escobar et al., 2010). Estas diferencias son usuales en las medidas de afrontamiento (Greenaway et al., 2015), por lo que es necesario considerar la invarianza de los instrumentos.

La aplicación de la MMA ha mostrado indicadores óptimos de validez y confiabilidad en población adolescente (8 a 13 años) residente en los Estados Unidos (Skinner et al., 2013), así como con adolescentes (9 a 14 años) en Portugal (Gonçalves et al., 2019), lo que sugiere que su capacidad evaluativa puede ser trasladada a contextos de habla no inglesa, aunque en la actualidad no se registran aplicaciones en población nativa de habla hispana.

De acuerdo con lo expuesto, resulta relevante contar con instrumentos adecuados para estudiar las tendencias comportamentales de los adolescentes y su relación con el desempeño en el contexto escolar, un campo que manifiesta carencias en el caso del afrontamiento académico para el ámbito hispanohablante. El objetivo principal del presente trabajo es analizar el comportamiento de la MMA (Skinner et al., 2013) en una adaptación aplicada a una muestra de adolescentes tempranos residentes en Colombia, estableciendo su confiabilidad, su validez al contemplar la posible relación de las formas de afrontamiento evaluadas con el Ajuste escolar, y su invarianza considerando el sexo de los adolescentes.

Participantes. Teniendo en cuenta la base de datos de colegios registrados en la provincia de Sabana Centro, Colombia (Ministerio de Educación Nacional, comunicación personal, 12 de marzo de 2018), los adolescentes tempranos escolarizados en dicha región tienden a concentrarse en los primeros grados de la educación básica secundaria. De esta forma se estableció que, para la época en la que se recolectaron los datos, había 16 816 estudiantes matriculados en los grados séptimo y octavo, distribuidos en 166 colegios públicos y privados registrados formalmente.

Luego de establecer contacto con los colegios se desarrolló un procedimiento de muestreo aleatorio para seleccionar a los participantes, utilizando un 95% de confiabilidad con un margen de error de 2.33% (Scheaffer et al., 2007). Así, la muestra incluyó 1602 estudiantes de colegios públicos (73.2%) y privados (26.8%) de séptimo y octavo grado de educación básica secundaria en los 11 municipios que integran la provincia de Sabana Centro, parte de la zona metropolitana de la capital Bogotá (Cundinamarca, Colombia). La edad de los adolescentes tuvo como media 12.8 (desviación estándar = .98), 49.2% hombres y 50.8% mujeres; 58.4% habitaba zonas urbanas y 41.6% en zonas rurales; 60.7% habitaba con mamá y papá y 36.4% con sólo uno de sus padres.

Los adolescentes encuestados provenían de familias con diferentes niveles de ingresos mensuales, desde menos de 244 dólares estadounidenses (47.6%) hasta más de 1953 (1.7%), estando los ingresos concentrados en el valor mínimo. Asimismo, los participantes tenían padres con varios niveles educativos, desde sin estudios (.1%) hasta maestría (1.2%), con una concentración en estudios de secundaria finalizados (31.4%). El .3% de las familias no era del país en donde estudiaban sus hijos adolescentes (aunque eran latinoamericanos), de manera que la muestra fue en su mayoría de origen colombiano.

Instrumentos. La MMA describe 11 estrategias utilizadas por los adolescentes para manejarse ante situaciones de tensión en el contexto académico (Skinner et al., 2013), las cuales pueden ser clasificadas en formas adaptativas y desadaptativas de afrontar. Cinco subescalas corresponden con las formas adaptativas y seis con las desadaptativas; cada una de las subescalas está compuesta por cinco ítems, cuyas puntuaciones fueron sumadas para totalizar la puntuación de cada forma de afrontamiento.

En la versión original (Skinner et al., 2013), los ítems están distribuidos en cuatro grupos, cada uno inicia con una de las siguientes raíces: 1) Cuando tengo dificultad aprendiendo algo…, 2) Cuando tengo problemas con un tema en la escuela…, 3) Cuando me encuentro con un problema en una prueba importante… y 4) Cuando algo malo me pasa en la escuela (como no hacerlo bien en una prueba o no poder responder a una pregunta importante)… Bajo cada raíz, los ítems plantean posibles acciones que pueden realizarse frente a cada situación y el participante debe señalar qué tanto sucede, utilizando una escala tipo Likert de cuatro opciones, desde Nunca hasta Siempre. Para la aplicación descrita se dejó una sola raíz para todos los ítems: Cuando respondo mal en un examen muy importante, normalmente…, la cual ha mostrado en estudios similares niveles intermedios de severidad percibida, generación de ansiedad y depresión, y capacidad de ser controlado (Gonçalves et al., 2019).

Las subescalas que cubren las estrategias adaptativas de afrontamiento son: Planeación estratégica (p. ej.: Intento descubrir qué hice mal para que no vuelva a suceder), Búsqueda de ayuda (p. ej.: Solicito ayuda para comprender), Búsqueda de comodidad (p. ej.: Hablo con alguien que me hará sentir mejor), Autoincentivo (p. ej.: Pienso en las veces que lo hice bien), y Compromiso (p. ej.: Pienso en todas las razones por las cuales es importante para mí). Las subescalas que abordan las estrategias desadaptativas de afrontamiento son: Confusión (p. ej.: No estoy seguro de qué hacer a continuación), Encubrimiento (p. ej.: Intento evitar que la gente se entere), Autocompasión (p. ej.: Pienso en todas las veces que esto me pasa a mí), Proyección (p. ej.: Digo que fue culpa del profesor), Pensamiento rumiante (p. ej.: Simplemente no puedo dejar de pensar en eso), y Escape (p. ej.: Digo que no era importante) (ver Anexo).

De forma adicional, los adolescentes autoevaluaron su Ajuste escolar como referencia para analizar la validez de la MMA, utilizando los ítems de la escala de adaptabilidad/inadaptabilidad escolar del Test Autoevaluativo Multifactorial de Adaptación Infantil (TAMAI), nivel II (Hernández, 2015), el cual incluye 30 afirmaciones sobre el interés (p. ej.: Me fastidia mucho estudiar) y la aplicación en actividades de aprendizaje (p. ej.: Creo que soy bastante flojo para los estudios), la satisfacción al interactuar con los profesores (p. ej.: Todo lo que enseñan en el colegio me parece aburrido), y la disrupción en las clases (p. ej.: Reconozco que me porto muy mal en clase). Frente a cada afirmación, los adolescentes debían indicar si se presentaban o no las situaciones descritas, con respuestas del tipo “Sí” o “No”, las cuales fueron tomadas de forma positiva, de manera que las puntuaciones altas reflejan una mayor percepción de ajuste. El TAMAI es un test ampliamente utilizado en la atención psicológica a adolescentes de habla hispana, con baremos para la población adolescente colombiana en el nivel II (Hernández, 2015).

Los padres de los adolescentes diligenciaron un cuestionario sociodemográfico, el cual estaba orientado a establecer una caracterización de la muestra.

Procedimiento. El presente trabajo forma parte de un estudio mayor con adolescentes y sus padres en la región metropolitana de Bogotá (Colombia) y ha cumplido con las orientaciones éticas para la investigación psicológica estipuladas por las normas colombianas (Ley 1090, 2006) e internacionales (American Psychological Association, 2010). Los adolescentes en este estudio recibieron autorización de sus familias a través de la firma de un consentimiento informado. Toda la información allí suministrada tuvo la garantía de reserva y uso exclusivo para fines académicos en el marco de la investigación propuesta.

Siguiendo los protocolos recomendados en la adaptación de instrumentos (Hedrih, 2020), los ítems originales fueron traducidos al español por dos profesionales colombianas de habla hispana expertas en inglés como lengua extranjera y enseñanza con adolescentes; luego, otras dos expertas con el mismo perfil los tradujeron de nuevo al inglés para contrastar la calidad de la traducción. Cuando se presentaron divergencias notorias en las traducciones se pidió a las expertas revisar los ítems y opinar sobre posibles adecuaciones hasta encontrar puntos de acuerdo. Con los ítems traducidos se hizo una aleatorización para mezclarlos.

La primera versión del instrumento fue puesta a prueba con un grupo de 34 estudiantes de séptimo grado, seleccionado por conveniencia como grupo piloto de estudio dentro de la muestra general de colegios, se obtuvo un alfa de Cronbach para la escala de afrontamiento adaptativo de .83 y para la escala de afrontamiento desadaptativo de .86. A través de una entrevista centrada en la comprensión de los ítems con los adolescentes del estudio piloto mientras contestaban el cuestionario, hubo dificultad en la comprensión de seis ítems, los cuales fueron revisados y ajustados en consulta con las expertas traductoras, buscando conservar la esencia de la pregunta dentro del uso del lenguaje local. La versión final del instrumento se incluye al final de este trabajo.

De forma paralela se estableció contacto con todos los colegios registrados formalmente ante el Ministerio de Educación Nacional que desarrollan sus actividades en la provincia Sabana Centro (Cundinamarca, Colombia), para organizar la aplicación de los instrumentos. A través de los docentes en cada colegio se envió un consentimiento informado a las familias de los estudiantes, se recogieron los consentimientos firmados, se aplicaron los instrumentos a los adolescentes y se organizó el material para su recolección. Por último, se acordó con cada colegio devolver al finalizar el estudio los resultados globales de los datos recogidos.

Análisis. La construcción y limpieza de la base de datos, el análisis exploratorio y las correlaciones fueron obtenidas utilizando el programa SPSS versión 24 (IBM, 2016a) y para el análisis factorial confirmatorio (AFC) se utilizó el método de estimación por máxima verosimilitud con Amos versión 24 (IBM, 2016b). El cálculo de la confiabilidad compuesta con la Omega de McDonald (ω) se realizó con la macro desarrollada por Hayes y Coutts (2020).

En el estudio de validez del instrumento se desarrolló un AFC para las subescalas del grupo adaptativo y otro para las subescalas del grupo desadaptativo. El ajuste de los modelos obtenidos en el AFC se ha evaluado analizando los valores de Chi cuadrado sobre los grados de libertad o Chi-cuadrado normado (CMIN/DF), el índice de Tucker-Lewis (TLI), el índice comparativo de ajuste (CFI), el error cuadrático medio de aproximación (RMSEA), la raíz del residuo estandarizado medio (SRMR) y el criterio de información de Akaike (AIC). Se consideraron modelos de ajuste aceptable aquellos que mostraron valores de CMIN/DF inferiores a 5, TLI y CFI superiores a .90 (Ullman, 2019), RMSEA y SRMR inferiores a .08 (Hair et al., 2019), y AIC con los menores valores posibles (Wang et al., 2017).

Para analizar la validez convergente de la MMA se calcularon correlaciones de Pearson entre las formas de afrontamiento y el Ajuste escolar. En el análisis de la validez se contrastaron los dos grupos de formas de afrontamiento (adaptativo y desadaptativo). Para verificar la invarianza en la medida se ha hecho una comparación multigrupos del AFC, contrastando el ajuste de los modelos de acuerdo con el sexo de los adolescentes. Se considera que la hipótesis de invarianza no debe ser rechazada cuando el CFI incremental (ΔCFI) es igual o menor a .01 (Vandenberg y Lance, 2000).

Como se recoge en la Tabla 3, las escalas y subescalas mostraron valores de la mediana cercanos a la media, así como valores de asimetría y curtosis por debajo de la unidad, lo que sugiere puntuaciones próximas a una distribución normal (Rose et al., 2015). De manera adicional, los índices de confiabilidad obtenidos superaron el .6, aunque la mayoría estuvo por encima de .7, por lo que pueden ser consideradas medidas aceptables de confiabilidad (George y Mallery, 2016; Hair et al., 2019).

Tabla 3

Escalas y subescalas	Ítems	x̄	M	DE	As	K	α	ω
Planeación estratégica	5	14.82	15	2.94	-.399	-.124	.720	.723
Búsqueda de ayuda	5	12.60	12	3.01	.075	-.348	.700	.708
Búsqueda de comodidad	5	13.13	13	3.99	-.146	-.780	.838	.842
Autoincentivo	5	14.21	14	2.91	-.291	-.081	.663	.667
Compromiso	5	14.28	15	3.06	-.366	-.145	.717	.721
Confusión	5	9.98	10	2.80	.493	.201	.709	.710
Encubrimiento	5	9.72	10	3.08	.530	.020	.734	.750
Autocompasión	5	10.11	10	3.48	.476	-.300	.799	.807
Proyección	5	8.57	8	2.76	.993	.909	.728	.729
Pensamiento rumiante	5	10.49	10	3.34	.459	-.180	.813	.815
Escape	5	9.20	9	2.58	.650	.531	.603	.623
Afrontamiento adaptativo	25	79.52	80	13.05	-.293	.148	.886	.887
Afrontamiento Desadaptativo	30	57.90	57	11.91	.459	.120	.872	.874
Ajuste escolar	30	52.39	53	5.97	-.559	-.056	.849	.848

Notas: x̄ = Media; DE = Desviación Estándar; As = Asimetría; K = Curtosis; α = Alfa de Cronbach; ω = Omega de McDonald.

Las únicas medidas que tuvieron valores del alfa de Cronbach inferiores a .7 fueron Escape y Autoincentivo (Tabla 3). Al respecto, teniendo en cuenta las sugerencias de eliminación de ítems en los cálculos de fiabilidad del programa informático utilizado, al excluir del análisis los ítems 4 y 49, el alfa para la escala de Escape podría subir hasta .713 (Media = 4.87; Desviación Estándar = 1.87; Asimetría = .957; Curtosis = .638; ω = .713), mientras que en la subescala de Autoincentivo no aparece la opción de eliminar ítems para mejorar el alfa. Sin embargo, en los siguientes análisis se incluyen todos los ítems de la MMA.

Se desarrolló un AFC con los ítems de la MMA para establecer la validez de constructo. Al observar las Figuras 1 y 2 se encuentra que los ítems presentan óptimas cargas factoriales en las subescalas a las que teóricamente pertenecen. En el caso del Afrontamiento Adaptativo se obtuvo un modelo con ajuste aceptable (CMIN/DF = 3.867; TLI = .922; CFI = .931; RMSEA = .042; SRMR = .0351; AIC = 1144.630) al igual que en el caso del Afrontamiento Desadaptativo (CMIN/DF = 3.073; TLI = .931; CFI = .938; RMSEA = .036; SRMR = .0525; AIC = 1507.495).

Figura 1

Figura 2

En el AFC del Afrontamiento Desadaptativo, al prescindir de los ítems 4 y 49 las covarianzas estandarizadas entre la subescala de Escape y las demás no se alteran de manera importante, quedando así: con Pensamiento rumiante r = .15, con Proyección r = .41, con Autocompasión r = .43, con Encubrimiento r = .27, y con Confusión r = .27 (todas significativas con p < .001). De igual forma, con estos cambios el modelo se conserva aceptable (CMIN/DF = 3.063; TLI = .939; CFI = .946; RMSEA = .036; SRMR = .0506), si bien mejora en términos de parsimonia (AIC = 1243.087).

Al observar la Tabla 4 se evidencian relaciones significativas y positivas entre las formas adaptativas de afrontamiento, con valores entre r = .391 y r = .561 (en todas p < .01). En el caso de las formas desadaptativas se encuentran relaciones significativas entre todas las estrategias, con valores entre r = .182 y r = .485 (en todas p < .01), a pesar de encontrarse una correlación negativa entre el Pensamiento rumiante y el Escape (r = -.114 con p < .01). Entre las estrategias adaptativas y las desadaptativas se registran pocas correlaciones significativas, y en donde existen oscilan entre r = -.158 y r = .196 (en todas p < .01), pudiéndose considerar en general que son indicadores de medida independientes. En este contexto, se encuentra como excepción la correlación entre el Pensamiento rumiante y el Compromiso (r = .309 con p < .01).

Tabla 4

Variable		1	2	3	4	5	6	7	8	9	10	11
1	P. Estratégica
2	B. de Ayuda	.514**
3	B. de Comodidad	.391**	.395**
4	Autoincentivo	.489**	.402**	.391**
5	Compromiso	.561**	.391**	.395**	.482**
6	Confusión	-.011	-.006	.081**	.028	.127**
7	Encubrimiento	-.038	-.099**	-.019	.019	.041	.386**
8	Autocompasión	.009	-.009	.085**	.063*	.148**	.559**	.399**
9	Proyección	-.106**	-.037	.011	-.008	-.020	.382**	.348**	.384**
10	P. Rumiante	.196**	.104**	.190**	.123**	.309**	.476**	.286**	.485**	.194**
11	Escape	-.158**	-.138**	-.059*	.006	-.193**	.182**	.219**	.185**	.297**	-.114**
12	Ajuste escolar	.320**	.281**	.166**	.221**	.234**	-.272**	-.214**	-.212**	-.365**	-.022	-.297**

* La correlación es significativa en el nivel .05 (bilateral).

Las correlaciones entre las formas adaptativas y el Ajuste escolar oscilaron entre r = .166 y r = .320 (en todas p < .01), de forma que es posible confirmar que son medidas relacionadas y no colineales. En este mismo contexto, las formas desadaptativas de afrontamiento se relacionaron de forma negativa con el Ajuste escolar (Tabla 4), donde cuatro lo hacen de manera significativa con valores de correlación entre r = -.212 y r = -.365 (en todas p < .01).

Sin embargo, lo anterior no ha sido confirmado con la subescala de Pensamiento rumiante (r = -.022; p = .407), a pesar de lo cual se ha encontrado que esta subescala manifiesta correlaciones positivas y significativas con las demás formas de afrontamiento, lo que se cumple para todas las correlaciones entre las formas desadaptativas. Sobre este punto, las correlaciones entre la subescala de Escape y el resto de subescalas fueron pequeñas (entre r = -.114 y r = .297, todas con p < .01), lo cual no mejora con la exclusión de los ítems 4 y 49, como se planteó en el análisis de fiabilidad.

Por otra parte, la Tabla 5 muestra los resultados de calcular el modelo factorial propuesto para las escalas de afrontamiento adaptativo y desadaptativo, contrastando el modelo con datos de adolescentes hombres vs mujeres. Se ha calculado un modelo sin restricciones y tres modelos con restricciones, así: Modelo con igualación de las saturaciones de los grupos (M1); Modelo con igualación de las saturaciones y de las varianzas-covarianzas de los grupos (M2); y, Modelo con igualación de las saturaciones, de las varianzas-covarianzas de los grupos y de los residuales de los grupos (M3).

Tabla 5

Modelo	χ2***	df	Δχ2	Δdf	CFI	ΔCFI	TLI	RMSEA	RMSEA 90%CI
M0_A	1403.211	560			.923		.918	.031	.029 - .033
M1_A	1403.211	560	0	0	.923	0	.918	.031	.029 - .033
M2_A	1408.699	565	-5.488	5	.923	0	.918	.031	.029 - .033
M3_A	1469.190	590	-65,979	30	.920	.003	.918	.031	.029 - .033
M0_D	1868.1	827			.922		.918	.028	.026 - .030
M1_D	1953.56	857	-85.46	30	.917	.005	.916	.028	.027 - .030
M2_D	1971.138	863	-103.038	36	.917	.005	.916	.028	.027 - .030
M3_D	2043.008	893	-174.908	66	.913	.009	.916	.028	.027 - .030
M0_A: Modelo sin restricciones del afrontamiento adaptativo; M1_A: Modelo con igualación de las saturaciones en los grupos del afrontamiento adaptativo; M2_A: Modelo con igualación de las saturaciones y de las varianzas-covarianzas de los grupos del afrontamiento adaptativo; M3_A: Modelo con igualación de las saturaciones, de las varianzas-covarianzas de los grupos y de los residuales en los grupos del afrontamiento adaptativo. M0_D: Modelo sin restricciones del afrontamiento desadaptativo; M1_D: Modelo con igualación de las saturaciones en los grupos del afrontamiento desadaptativo; M2_D: Modelo con igualación de las saturaciones y de las varianzas-covarianzas de los grupos del afrontamiento desadaptativo; M3_D: Modelo con igualación de las saturaciones, de las varianzas-covarianzas de los grupos y de los residuales en los grupos del afrontamiento desadaptativo. *** Para todos los valores de χ2 se reporta p < .001.

En la parte superior de la Tabla 6 se muestra la evaluación de la invarianza de medida para el afrontamiento adaptativo, con valores del CFI incremental (ΔCFI) inferiores a .01, lo que indica que las cargas factoriales son equivalentes entre los modelos, sosteniéndose la hipótesis de invarianza en este caso. En la parte baja de la Tabla 5 muestra la evaluación de la invarianza de medida para el afrontamiento desadaptativo, con valores de ΔCFI inferiores a .01, indicando igualmente que las cargas factoriales son equivalentes entre los modelos, lo que permite sostener la hipótesis de invarianza. Dado que los valores de Chi cuadrado (χ²) pueden verse afectados por el tamaño muestral (Hair et al., 2019), el ΔCFI puede considerarse adecuado en la comparación multigrupos.

El concepto de afrontamiento en contextos académicos puede ser considerado como un despliegue comportamental que permite a los adolescentes lidiar con la cotidianidad educativa. Considerando lo reportado, la adaptación propuesta de la MMA muestra indicadores aceptables de confiabilidad y validez en el grupo estudiado, lo que hace pensar en la posibilidad de utilizarle en estudios con adolescentes tempranos de habla hispana en donde se incluya un análisis del desempeño en el ámbito académico.

Los hallazgos presentados se encuentran en consonancia con estudios previos que han calculado la consistencia interna de la MMA (Skinner et al., 2013), así como la fiabilidad compuesta (Gonçalves et al., 2019). Las puntuaciones obtenidas con el cuestionario, incluyendo escalas y subescalas, muestran una distribución próxima a la normalidad, lo que habilita su uso en estudios con métodos paramétricos. En este contexto, trabajos previos han reportado óptimos indicadores de validez concurrente para las formas de afrontamiento analizadas (Skinner et al., 2016), lo que encuentra sustento en el presente trabajo al revisar el análisis de las correlaciones con el Ajuste escolar.

El AFC ha mostrado resultados adecuados al garantizar la asociación apropiada de los ítems que componen la MMA, como estudios previos lo han explorado (Morales-Castillo, 2019). Sin embargo, según los resultados registrados, es posible que dos de los ítems (4. Dejo de pensar en eso, y 49. Me digo a mí mismo que no es un gran problema) puedan ser eventualmente excluidos del análisis bajo las condiciones planteadas. La subescala de Escape, de la que son parte los dos ítems mencionados, presenta unas saturaciones y covarianzas significativas con valores similares con o sin los ítems mencionados en la escala de Afrontamiento Desadaptativo, de forma que el peso de dichos ítems no resulta determinante en este punto. En la comparación de los modelos obtenidos en el AFC para el Afrontamiento desadaptativo, las diferencias en los indicadores de bondad y ajuste aparecen sutiles, pero los indicadores de parsimonia (AIC) apoyan la supresión de los ítems 4 y 49, algo que además contribuye a la confiabilidad de la subescala de Escape en términos del Alfa de Cronbach y el Omega de McDonald.

Sobre el particular, es necesario mencionar que los datos obtenidos corresponden con una aplicación de la MMA en dónde sólo se usó una de las raíces propuestas por los autores originales para introducir a los participantes en la valoración de los ítems (Skinner et al., 2013), de manera que bajo las condiciones informadas los ítems tuvieron el comportamiento descrito, pero podría ser necesario contemplar las cuatro raíces originalmente planteadas en próximas aplicaciones para tener un panorama más amplio. De forma adicional, resulta sugerente considerar la relación negativa entre el Escape y el Pensamiento rumiante, notando además que este último correlaciona positiva y significativamente con las demás formas desadaptativas, de manera que el análisis del afrontamiento desde esta perspectiva debe contemplar la complejidad de las expresiones frente a las situaciones tensionantes, aspectos que coinciden con planteamientos previos desde la resiliencia motivacional (Zimmer‐Gembeck y Skinner, 2016).

En el estudio de las correlaciones entre las estrategias adaptativas y las desadaptativas se encuentran valores pequeños, de forma tal que es posible plantear independencia entre las medidas capturadas con cada una de las escalas. Al respecto, las expresiones de afrontamiento en la adolescencia pueden abarcar diferentes manifestaciones que configuran perfiles complejos de acción (Skinner et al., 2020), en donde las estrategias de tipo adaptativo conducen a una serie de resultados diferentes a los que ofrecen las estrategias desadaptativas.

Por otra parte, al considerar los valores de correlación con la variable convergente puede que la Planeación estratégica resulte una forma de afrontamiento con especial importancia en la comprensión del Ajuste escolar en la adolescencia, teniendo en cuenta que fue la estrategia de mejor relación positiva con el ajuste, y que además se asocia de manera fuerte y significativa con las siguientes dos formas adaptativas mejor correlacionadas con el Ajuste escolar, a saber: el Compromiso y la Búsqueda de ayuda. En este punto es importante destacar el valor de la Planeación estratégica para la resolución de problemas de forma preventiva y la identificación de oportunidades desde una perspectiva de futuro (Skinner y Zimmer-Gembeck, 2007), lo que a su vez cuenta como insumo en la potenciación del sentido de competencia y autorregulación en la adolescencia (Skinner et al., 2013).

En el caso del Afrontamiento desadaptativo, la Proyección podría resultar una variable relevante considerando su correlación negativa con el Ajuste escolar, la más alta en comparación con las demás formas desadaptativas. Sobre el particular, entre los riesgos que supone la Proyección como estrategia para afrontar se incluye la desvinculación emocional con la situación desafiante y sus consecuencias, así como, específicamente en el contexto académico, el estímulo de emociones negativas hacia los docentes (Skinner et al., 2016). Asimismo, dentro de las formas desadaptativas, aunque el Pensamiento rumiante no muestra una relación directa significativa con el Ajuste escolar, la cual sí existe con las otras subescalas evaluadas, podría existir una asociación no directa entre el Pensamiento rumiante y el Ajuste escolar, en donde se requeriría tener en cuenta la concurrencia de varias formas de afrontar ante una misma situación, un aspecto que merece un examen más profundo en próximos trabajos.

El Ajuste escolar ha ofrecido un referente de validez externa en la evaluación de las formas de afrontamiento incluidas en la MMA, en la que las escalas de afrontamiento adaptativo y desadaptativo se relacionan significativamente con el ajuste de los adolescentes, aunque lo hacen de forma diferente; así, las estrategias adaptativas muestran una asociación positiva con el ajuste mientras que las desadaptativas lo hacen de forma negativa. Este aspecto resulta interesante, considerando que los estudios con escalas de afrontamiento no suelen distinguir entre los aspectos particulares potencialmente promotores o limitadores del ajuste (Greenaway et al., 2015).

De manera adicional, la aceptación de la hipótesis de invarianza plantea la idoneidad del instrumento adaptado, tanto en el caso de los adolescentes hombres como en el caso de las mujeres. De esta forma, la presunción de diferencias en el afrontamiento de acuerdo con el sexo de los adolescentes, reportada previamente (Amemiya y Wang, 2018; Escobar et al., 2010), se puede apoyar en medidas que ofrecen adecuados indicadores de confiabilidad y validez, como la expuesta en este trabajo.

Entre las limitaciones de este estudio es necesario tener presente la naturaleza del grupo de participantes, de manera que la extensión de los resultados a otros grupos de edad debe hacerse con cautela. En un sentido similar, la aplicación de la MMA en población colombiana puede aportar indicaciones para la evaluación del afrontamiento en otros países latinoamericanos, pero ello debe contemplar posibles variaciones culturales que deben ser tenidas en cuenta, lo cual se aplica incluso para otras regiones dentro del mismo país, considerando que los participantes provenían de una zona muy específica.

Por último, de acuerdo con lo planteado sobre el afrontamiento adolescente en contextos académicos, los estudios futuros pueden enriquecerse comparando el desempeño de diferentes instrumentos para la evaluación del afrontamiento y su relación con otros factores, incluyendo otras variables de los adolescentes como su perspectiva temporal (Zambianchi, 2018), el sexo de los adolescentes (Amemiya y Wang, 2018), o variables del contexto social que afectan el desempeño adolescente como las prácticas de crianza (Morales-Castillo y Aguirre-Dávila, 2018).