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Rebuilding the Kansas Reflection-Impulsivity Scale for Preschoolers (KRISP)/Reconstruyendo la escala Kansas de Reflexion-Impulsividad para Preescolares (KRISP)/Reconstruindo a escala Kansas de Reflexao-Impulsividade para Pre-Escolares (KRISP).

INTRODUCCION

La dimension de estilos cognoscitivos de reflexion e impulsividad (R-I) fue propuesta como una diferencia individual, refiriendose a la tendencia de una persona para reflexionar sobre varias hipotesis alternativas para solucionar problemas cuando las alternativas se presentan simultaneamente o estan seguidas por breves periodos de tiempo (Kagan, Rossman, Day, Albert & Phillips, 1964). La dimension de R-I, conocida tambien como conceptual tempo, se refiere a la caracteristica de un individuo para responder a situaciones problematicas con alto nivel de incertidumbre sobre la respuesta correcta. Es asi como el tiempo de decision para evaluar y seleccionar una solucion hipotetica ha sido el foco de interes principal en el estudio de los estilos de R-I, desde los anos sesenta del siglo pasado (Kagan, 1965a).

De acuerdo con Kagan (1965c) "El indice operacional principal de la reflexion-impulsividad es la latencia de respuesta en tareas de discriminacion visual compleja en las cuales se presenta un estimulo modelo y un conjunto fijo de alternativas de respuesta y donde la alternativa que iguala al modelo no es inmediatamente obvia." (Kagan, 1965c, p. 609).

El procedimiento de las latencias de respuesta fue el preferido en los primeros estudios de R-I en ninos y adolescentes (Messer, 1976). Sin embargo, en la practica, la latencia de la respuesta no ha sido el unico indice para clasificar a los individuos como reflexivos o impulsivos. Segun Kagan y Messer (1975), la nocion de que las latencias cortas o largas definirian los estilos no fue apoyada, por lo que se incluyeron los errores cometidos para diferenciar a los ninos cuyos tiempos de respuesta eran muy rapidos y estaban asociados con muchos errores, de aquellos cuyos tiempos eran mas largos y se asociaban con menos errores. De esta manera, la clasificacion de ninos en impulsivos corresponderia a latencias cortas y muchos errores, y en reflexivos corresponderia a latencias largas y pocos errores. Por lo tanto, en los estudios de R-I se espera encontrar una correlacion moderada (de .30 o mas) y negativa entre las latencias y los errores; asi como dos terceras partes de los ninos clasificados en los estilos R-I. Por otra parte, se espera que los ninos que pueden ser clasificados como lentos-inexactos o rapidos-exactos sumen una tercera parte de los ninos estudiados (e.g., Messer, 1976; Solis-Camara, 1996; Solis-Camara & Servera 2003).

Para evaluar los estilos de R-I se requiere de tareas que contengan cierto grado de incertidumbre; un ejemplo de esto es la tarea para ninos en edad escolar (Kagan, 1965b), conocida como Prueba de Igualacion de Figuras Comunes (Matching Familiar Figures Test, MFFT, por sus siglas en ingles), en la que simultaneamente se presenta al sujeto una figura modelo en la parte superior de una lamina y, en la lamina inferior, varias opciones de la figura modelo con algunas variaciones, asi como la figura que es identica a la figura modelo. La tarea del nino consiste en encontrar, entre las figuras de la lamina inferior, la que es exactamente igual a la figura modelo de la lamina superior (Kagan et al., 1964).

La MFFT ha sido una herramienta ampliamente utilizada en el estudio de R-I (e.g., Arce & Santiseban, 2006; Solis-Camara & Servera, 2003; Solis-Camara y Solis-Camara 1987a), e incluso en anos recientes se ha aplicado en el campo de estudio de la psiquiatria y en el de la farmacologia (Cohen, Nesci, Steinfeld, Haeri & Galynker, 2010; Rigbi, Yakir, Sarner-Kanyas, Pollak & Lerer, 2011). Sin embargo, tambien se han senalado algunos problemas conceptuales y de medicion del constructo de reflexion e impulsividad (Doob, 1990; Solis-Camara & Solis-Camara, 1987b; Solis-Camara, 1996), lo que ha favorecido el desarrollo de versiones de la MFFT que, se argumenta, cuentan con propiedades psicometricas adecuadas, tanto en la version tradicional de registro y aplicacion manual (Cairns & Cammock, 1978; Buela-Casal, Carretero-Dios & Santos Roig, 2001) como en la version computarizada (Servera, Cardo, Tortella-Feliu & BuelaCasal, 2009). Ademas, la dimension de R-I se ha evaluado tambien en adultos (Weijers, Wiesbeck & Boning, 2001).

Por otra parte, se han hecho varios intentos para desarrollar un instrumento capaz de medir los estilos cognoscitivos de R-I en preescolares (Ver: Solis-Camara, 1982). La primera solucion a dicho problema fue propuesta por el mismo Kagan, quien desarrollo la version MFFT-K para preescolares (Kagan, 1965c), la cual no demostro ser util y el mismo autor reconocio que era un instrumento con propiedades muy deficientes (Ver: Bornas, Servera & Montano, 1998). En otro esfuerzo, se aplico la MFFT a ninos preescolares, pero se reporto que dicho instrumento no era apto para esta edad, ya que los ninos, en lugar de contestar la tarea, se distraian platicando con el experimentador y la abandonaban, quiza debido a su dificultad (Banta, 1970). Posteriormente, Banta (1970) propuso la prueba denominada Early

Childhood matching Familiar Figures Test (EC-MFF por sus siglas en ingles), como medida alternativa para infantes y que solo contenia tres opciones en cada item. A pesar de que esta version podria haberse puesto a prueba, en una revision de la literatura sobre el tema no se encontraron estudios que reporten su utilizacion.

Con base en el poco exito obtenido en la creacion de instrumentos confiables y validos para valorar los estilos de R-I, Wright (1971, 1978) propuso la prueba Kansas de Reflexion-Impulsividad para Preescolares (KRISP, por sus siglas en ingles) como una medida del constructo de R-I en preescolares. La KRISP fue validada con una muestra de 1408 ninos cuyas edades iban desde los tres hasta los 6 anos; los coeficientes alfa encontrados por Wright (1978) fueron de .59 para las latencias y de .70 para los errores; la correlacion entre errores y latencia fue de -.22. Dichos resultados permitieron a Wright (1978) proponer la KRISP como un instrumento que mide en preescolares lo mismo que la MFFT en ninos de mayor edad; pero el mismo autor sugirio que no se administrara este instrumento de manera individual, debido a que no se tenian estudios que demostraran su validez en dicha condicion; sin embargo, lo presentaba como una herramienta valiosa en el campo de la investigacion cognoscitiva. A pesar de que inicialmente pocos estudios utilizaron dicha tarea, en el estudio de R-I con preescolares (e.g., Jones & Duffy, 1982) se sigue considerando un instrumento valioso por algunos estudiosos (Secer, Sari, Celikoz & Ure, 2009).

Dos decadas despues de la propuesta de la KRISP, Bornas y colaboradores (1998) hacen notar que, a pesar del tiempo transcurrido desde su creacion, hasta ese momento no se habian encontrado evidencias que demostraran propiedades adecuadas de esa escala para valorar la R-I; en ese mismo estudio, Bornas y colegas (1998) reportaron que los coeficientes alfa encontrados fueron de .62 para los errores, de .84 para las latencias y la correlacion latencias-errores fue de -.11 para ninos de primero de preescolar; mientras que para los ninos de segundo de preescolar, los coeficientes alfa fueron de .57 para los errores y de .81 para las latencias, con una correlacion significativa, pero de solo -.23. En suma, ese estudio reporto que el instrumento no era una buena medida para medir estilos de R-I en preescolares.

Aunque Bornas y colegas (1998) propusieron tambien algunas alternativas para mejorar la consistencia interna de la KRISP, los autores de la presente investigacion no encontraron estudios que tomen en cuenta esas sugerencias y mucho menos se encontraron nuevas propuestas para medir de manera mas confiable la R-I en ninos de edad preescolar. Por otra parte, es importante insistir que en anos recientes, probablemente debido a que no se conoce otra opcion, la KRISP se sigue utilizando (e.g., Secer et al., 2009), y no contar con ella dejaria un gran vacio en cuanto a instrumentos para medir los estilos de R-I. Sin embargo, las deficiencias anteriormente senaladas no deben pasar desapercibidas.

Este estudio tiene como objetivo lograr una nueva version de la escala KRISP como herramienta confiable para el estudio de R-I en preescolares. Es interesante notar que la escala KRISP tiene un formato A y un formato B (Wright, 1971), pero en el estudio de Bornas y colegas (1998) solo se utilizo el formato A. En el presente trabajo se planeo aplicar los dos formatos y obtener las correlaciones entre las latencias y los errores de cada uno de los items de ambos, cada uno con 10 reactivos de prueba; se decidio tomar solo los items que presentaran una correlacion negativa entre las latencias y los errores.

METODO

Se trata de un estudio descriptivo, de corte transversal, con una muestra de conveniencia.

Participantes

La muestra comprendio 59 ninos con una edad promedio de 3.9 anos (DE = 0.39). El 52.5% (n = 31) fueron ninas y el 47.5% (n = 28) ninos. Los participantes pertenecian a dos escuelas publicas para preescolares de la ciudad de Ocotlan, Jalisco, Mexico.

Instrumento

Prueba Kansas de Reflexion-Impulsividad para Preescolares (KRISP; Wright, 1971). La KRISP consta de 5 items de practica y 10 de prueba, tanto para el formato A como para el B. En cada item se presentan al nino, de manera simultanea, una figura modelo en la parte superior (e.g., pelota) y en la parte inferior se muestran varias opciones. En los items 1, 2, 3 y 6 del formato A y los items 1, 2, 3 y 6 del formato B se presentan cuatro opciones; mientras que en los items 4, 5, 7 y 10 del formato A y en los items 4, 5, 7 y 8 del formato B se presentan cinco variaciones. Finalmente, los items 8 y 9 del formato A y los items 9 y 10 del formato B presentan seis variantes de la figura, de las cuales solo una es identica a la figura modelo. La tarea del nino es encontrar, entre las figuras variantes, la que es exactamente igual a la figura modelo. No existe un tiempo limite y se registra el tiempo en la cantidad de segundos que el nino tarda en ejecutar la primera respuesta (latencia) y el numero total de errores en cada item. La aplicacion es individual.

Procedimiento

A las directoras de las escuelas preescolares se les explico que el objetivo del estudio era conocer aspectos del desarrollo de los ninos y, una vez obtenido el permiso, se procedio a la aplicacion del instrumento. Se entreno a tres estudiantes de los ultimos semestres de la carrera de psicologia para la aplicacion de la KRISP. La aplicacion para cada nino se realizo en las instalaciones escolares. Para balancear la aplicacion de los dos formatos de la KRISP, a un total de 54.2% (n = 32) ninas y ninos se les aplico primero el formato A y posteriormente el B, y al 45.8% (n = 27) en forma inversa. El tiempo entre aplicaciones fue de cinco semanas.

RESULTADOS

Para lograr el objetivo de este estudio, el de proporcionar una nueva version de la escala KRISP como herramienta confiable para valorar los estilos de R-I, primero se analizo si el orden de administracion de los formatos tuvo o no efecto. Es decir, debido a que a algunos ninos se les aplico el formato A y posteriormente el formato B de la escala KRISP, y a otro grupo la aplicacion se hizo a la inversa, se compararon las latencias y los errores entre ambos grupos. Para ello se realizaron pruebas t para muestras independientes; tanto las latencias (t (57) = -.164, NS) como los errores (t(57) = 1.40, NS) no difirieron entre grupos, indicando que el orden de aplicacion de los items no altero los resultados.

A continuacion se realizo un analisis de consistencia interna para cada uno de los formatos de la KRISP. El coeficiente Alfa de Cronbach para el formato A fue de .85 para las latencias y de .57 para los errores. Para el formato B se encontro un Alfa de Cronbach de .85 para las latencias y de .60 para los errores. Se analizo si los datos mostraban una distribucion normal; para el formato A, tanto las latencias (sesgo = 0.700; curtosis = -0.024), como los errores mostraron una distribucion adecuada (sesgo = 0.494; curtosis = -0.398), y la correlacion Pearson fue de -.35 (p = .003). Debido a que para el formato B, las latencias (sesgo = 2.207; curtosis = 7.390), y los errores (sesgo = 1.298; curtosis = 2.610) mostraron una importante desviacion, se decidio obtener la correlacion de Spearman, que fue de -.17 (NS).

Se obtuvo para cada uno de los 20 items, incluyendo ambos formatos, la correlacion Pearson entre latencias y errores, con el proposito de incluir solo los que fueran adecuados para medir el constructo de R-I. En la Tabla 1 se presenta cada uno de los items de los dos formatos de la prueba KRISP; solo se tomaron los items que presentaran una correlacion negativa superior a cero; en la Tabla 1 se han resaltado las correlaciones de los items que cumplen este criterio; se aceptaron todas las correlaciones aun cuando no fuesen significativas.

En la Tabla 2 se presentan las estadisticas descriptivas de las latencias y de los errores para cada uno de los items que cumplieron el criterio. En cuanto a los errores, el numero maximo por reactivo es de tres porque despues de que el nino cometia tres errores se pasaba al siguiente item. En la Tabla 2 se observa que los items que presentaron correlacion negativa latencia-errores (Tabla 1), eran los que tenian mayor numero de opciones, con excepcion del item de la pelota que solo presentaba cuatro alternativas.

Los 10 items seleccionados de esta manera podrian formar una nueva version de la KRISP; sin embargo, para hacerlo deberian demostrar varias propiedades, como son la consistencia interna, la correlacion latencia-errores y la distribucion de ninos reflexivos e impulsivos esperada. Por ello, se realizo un analisis de consistencia interna para la nueva version y se encontro un Alfa de Cronbach de .83 para las latencias y de .67 para los errores. Se analizo nue vamente si los datos mostraban una distribucion normal; las latencias mostraron una desviacion considerable (sesgo = 1.205; curtosis = 1.444), aunque no los errores (sesgo = .666; curtosis = -.039), por lo que se decidio obtener una correlacion de Spearman, que fue de -.36 (p = .002).

Se obtuvieron las medianas de las latencias (3.4) y de los errores (7) de los 10 items y se procedio a la clasificacion por medianas: estilo reflexivo, con latencias por arriba de la mediana respectiva y con errores por debajo de su mediana; estilo impulsivo, con latencias por abajo de la mediana y con errores por arriba de la mediana; tambien se tuvieron en cuenta los ninos que calificaron como rapidos y exactos (latencias abajo de la mediana y errores arriba de la mediana), o como lentos e inexactos (latencias arriba de la mediana y errores arriba de la mediana). En la Tabla 3 se presenta el numero de casos por estilo, asi como sus datos descriptivos.

Como se puede observar en la Tabla 3, los estilos cognoscitivos de R-I suman el 64.4% de la muestra. El numero de ninos en los otros dos cuadrantes, rapidos-exactos y lentos-inexactos es mucho menor. Los ninos impulsivos y los rapidos-exactos muestran latencias muy semejantes y, en cambio, los errores de los ultimos se aproximan a los de los reflexivos. Por otra parte, las latencias de los reflexivos y las de los ninos lentos-inexactos son semejantes, pero los errores de estos ultimos son similares a los cometidos por los ninos impulsivos. Todos estos comportamientos se presentan segun lo esperado.

DISCUSION

El objetivo de este estudio fue el de obtener una nueva version de la escala KRISP como herramienta confiable para el estudio de R-I en preescolares. Para lograrlo se tomaron en cuenta las propuestas de Bornas y colaboradores (1998) que consistieron, entre otras, en sustituir el item 3 por otro mas discriminativo e incrementar el numero de opciones de los items 1, 2, 4 y 6 del formato A. Asi, en la nueva version solo se tomo el item 1 debido a que presento una correlacion negativa, lo que es consistente con las propiedades esperadas en instrumentos que evaluen R-I (Messer, 1976), y esto a pesar de que fue el item que mas rapido se contesto y el que presento el menor promedio de errores

Por otra parte, los resultados del formato A son semejantes a los encontrados por Bornas y colegas (1998) solo en el coeficiente alfa de las latencias de sus ninos de primer ano, pero no en el de los errores (.84 y .62, respectivamente) y menos aun con su correlacion (-.11), que fue muy pobre; en cuanto a sus resultados con ninos de segundo ano, se encontro semejanza en el coeficiente alfa de los errores, pero no en el de las latencias (.57 y .81, respectivamente) ni tampoco en la correlacion, que fue menor (-.23). De cualquier manera, es interesante notar que los datos del formato A del KRISP coinciden en lo senalado con los datos presentados por Bornas y colegas (1998) con preescolares espanoles de hace 14 anos.

Los resultados de la nueva version, que se puede denominar Escala Kansas de Reflexion-Impulsividad para Preescolares-Revisada (KRISP-R) indican, de acuerdo con la literatura especializada (Solis-Camara, 1996; Solis-Camara & Servera, 2003), propiedades adecuadas tanto en la correlacion latencias-errores, como en la distribucion de los ninos en los estilos cognoscitivos. Y si bien los resultados indican tambien una mejor correlacion latencia-errores, distribucion adecuada de ninos clasificados en cualquiera de los estilos, incluyendo a los rapidos-exactos y a los lentos-inexactos, asi como mejores indices de confiabilidad que los encontrados por Wright (1978) y Bornas y colegas (1998), estos son resultados preliminares.

En este modesto primer esfuerzo para obtener un instruniento confiable para evaluar los estilos cognoscitivos de R-I, es necesario senalar que, por ejemplo, en este estudio no se presentaron analisis de datos con otras propuestas de valoracion de los estilos o de sistemas de calificacion (Salkind & Wright, 1977; Servera et al., 2009; Solis-Camara & Servera, 2003). Sin embargo, el objetivo del estudio se circunscribia a obtener una version viable para valorar R-I en preescolares, lo cual se ha logrado.

No obstante, es necesario realizar nuevos estudios con la KRISP-R para confirmar los resultados obtenidos y para conocer otras propiedades de este instrumento, pero con muestras mas grandes. En particular, se requieren estudios que incluyan variables que tradicionalmente han estado relacionadas con el constructo de R-I (Arce & Santiseban, 2006). Ademas, los resultados actuales con ninos mexicanos requieren de evidencia adicional en poblaciones de otras culturas.

REFERENCIAS

Arce, E. & Santiseban, C. (2006). Impulsivity: A review. Psicothema, 18 (2), 213-220.

Banta, T. J. (1970). Tests for the evaluation of early childhood education: The Cincinnati Autonomy Test Battery. En J. Hellmuth (Ed.), Cognitive Studies (pp. 424-290). New York: Bruner/Mazel.

Bornas, A. X., Servera, B. M., & Montano, M. J. J. (1998). La medicion de la impulsividad en preescolares: analisis psicometrico de la escala KRISP. Psicothema, 10 (3), 597-608.

Buela-Casal, G., Carretero-Dios, H., & Santos-Roig, M. (2001). Analisis del constructo reflexividad-impulsividad: Del Matching Familar Figures Test (MFFT) al MFFT20. Analisis y Modificacion de Conducta, 27, 29-70.

Cairns, E. D. & Cammock, J. (1978). Development of a more reliable version of the Matching Familiar Figures Test. Developmental Psychology, 5, 555-560.

Cohen, L., Nesci, C., Steinfeld, M., Haeri, S., & Galynker, I. (2010). Investigating the relationship between sexual and chemical addictions by comparing executive function in pedophiles, opiate addicts and healthy controls. Journal of Psychiatric Practice, 16(6), 405-412.

Doob, I. (1990). Hesitation: impulsivity and reflection. New York: Greenwood

Jones, B. & Duffy, J. (1982). An analysis of performance by pre-school children on the KRISP and on a length discrimination task. Acta Psychologica, 52 (3), 197-211.

Kagan, J. & Messer, S. B. (1975). A reply to "Some misgivings about the Matching Familiar Figures Test as a measure of reflection-impulsivity". Developmental Psychology, 11, 244-248.

Kagan, J. (1965a). Individual differences in the resolution of response uncertainty. Journal of Personality and Social Psychology, 2 (2), 154-160.

Kagan, J. (1965b). matching Familiar Figures Test. Cambridge: Harvard University.

Kagan, J. (1965c). Reflection-impulsivity and reading ability in primary grade children. Child Development, 36, 609-628.

Kagan, J., Rossman, B. L., Day, D., Albert, J., & Phillips, W (1964). Information processing in the child: significance of analytic and reflective attitudes. Psychological monographs, 78 (1, Whole No. 578).

Messer, S. B. (1976). Reflection-impulsivity: A review. Psychological Bulletin, 83 (6), 1026-1052.

Rigbi, A., Yakir, A., Sarner-Kanyas, K., Pollak, Y. & Lerer, B. (2011). Why do young women smoke? A controlled study of nicotine effects on attention: pharmacogenetic interactions. The Pharmacogenomics Journal, 11 (1), 45-52.

Salkind, N. J. & Wright, J. C. (1977). The development of reflection-impulsivity and cognitive efficiency. Human Development, 20, 377-387.

Secer, Z., Sari, H., Celikoz, N. & Ure, O. (2009). Okul Oncesi Donemdeki Cocuklarin Bilicsel Stillerinin Bazi Degickenler Acisindan incelenmesi [An analysis of cognitive styles of preschool children in terms of some variables]. Selcuk-Universitesi Sosyal Bilimler Enstitusu, 21, 407-420.

Servera, M., Cardo, E., Tortella-Feliu, M., & Buela-Casal, G. (2009). Propiedades psicometricas de la Escala Magallanes de Impulsividad Computarizada. Revista Mexicana de Psi cologia, 26 (1), 71-77.

Solis-Camara R. P. & Servera, M. (2003). Los efectos del modelo probabilistico sobre el estilo cognoscitivo reflexividad-impulsividad. Psicothema, 15, 545-549.

Solis-Camara R. P. & Solis-Camara V.P. (1987a). Efectos a largo plazo en la modificacion de la impulsividad: su relevancia para la comprension de los estilos. Revista interamericana de Psicologia, 21 (1-2), 41-55.

Solis-Camara, R. P. & Solis-Camara V., P. (1987b). Is the Matching Familiar Figures Test a measure of cognitive impulsivity? A warning for users. Perceptual and motor Skills, 64, 59-74.

Solis-Camara, R. P. (1982). La reflexion y la impulsividad como estilos cognoscitivos de la personalidad. Ensenanza e investigacion en Psicologia, 8 (2-16), 219-228.

Solis-Camara, R. P. (1996). Random and cognitive responders on the Matching Familiar Figures Test: Alternatives for users. Perceptual and motor Skills, 83, 543-562.

Weijers, H. G., Wiesbeck, G. A. & Boning, J. (2001) Reflection-Impulsivity, personality and performance: A psychometric and validity study of the Matching Familiar Figures Test in detoxified alcoholics. Personality and individual differences, 31 (5), 731-754.

Wright, J. C. (1971). Kansas Reflection Impulsivity Scale for Preschoolers (KRiSP). Kansas: University of Kansas.

Wright, J. C. (1978). The KRiSP: A normative evaluation. Kansas: University of Kansas.

RICARDO VARGAS-ZUNIGA, PEDRO SOLIS-CAMARA R *

UNIVERSIDAD DE GUADALAJARA

* Laboratorio de Psicologia: Investigacion e Intervencion. Centro Universitario de la Cienega. Universidad de Guadalajara. Av. Universidad #1115. Ocotlan, Jalisco, Mexico. psolis@mexis.com

Agradecemos el apoyo operativo de Maria de la Paz Marin Ordorica; Lizette de Lourdes Diaz Lopez y Maria del Socorro Sanchez Segura.

Recibido, agosto 22/2012

Concepto evaluacion, abril 1/2013

Aceptado, junio 7/2013
Tabla 1

Correlaciones latencia-errores de los items de los dos
formatos de la KRISP

Formato A

Item          Correlacion

A1 Pelota        -.19
A2 Vela           .16
A3 Abrigo        -.04
A4 Balde          .10
A5 Vagon         -.24
A6 Sarten         .27
A7 Papalote      -.22
A8 Camion        -.01
A9 Raton        -.28 *
A10 Gatito      -.33 *

Formato B

Item          Correlacion

B1 Sol           -.03
B2 Pala           .25
B3 Manzana        .13
B4 Silbato       -.19
B5 Campana       -.18
B6 Vaca           .08
B7 Guante        -.14
B8 Avion         -.25
B9 Gato           .10
B10 Ganso       -.30 *

* p < .05.

Tabla 2

Datos descriptivos de los items de la nueva version de la KRISP

                                Latencias

Items         Opciones   Min.   Max.    M      DE

C1 Pelota        4       0.5    4.66   2.32   1.02
C2 Vagon         5       0.78   8.12   3.36   1.72
C3 Papalote      5       0.78   11.2   3.74   2.44
C4 Raton         6       0.75   20.0   4.56   3.28
C5 Gatito        5       0.63   15.9   4.36   2.94
C6 Silbato       5       1.03   16.2   3.44   2.65
C7 Campana       5       0.72   9.07   3.29   1.64
C8 Guante        5       0.78   12.2   3.35   2.36
C9 Avion         5       0.66   10.1   3.56   2.10
C10 Ganso        6       0.55   15.4   4.39   2.77

                                Errores

Items         Opciones   Min.   Max.    M      DE

C1 Pelota        4        0      2     0.27   0.55
C2 Vagon         5        0      3     0.83   1.09
C3 Papalote      5        0      3     0.89   0.94
C4 Raton         6        0      3     1.37   0.99
C5 Gatito        5        0      3     1.05   1.04
C6 Silbato       5        0      3     0.75   0.88
C7 Campana       5        0      2     0.52   0.70
C8 Guante        5        0      2     0.46   0.70
C9 Avion         5        0      3     0.44   0.82
C10 Ganso        6        0      3     0.64   0.85

Tabla 3

Estilos cognoscitivos obtenidos con la nueva version de la KRISP

                                Latencias        Errores

Estilos           n     %      M      DE      M      DE

Reflexivo         18   30.5   4.95   1.53   3.05    1.69
Impulsivo               20    2.55   0.61   10.30   3.34
Rapido--exacto    11   18.6   2.71   0.51   4.63    1.03
Lento--inexacto   10   16.9   4.43   0.97   11.14   3.20
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Author:Vargas-Zuniga, Ricardo; R, Pedro Solis-Camara
Publication:Acta Colombiana de Psicologia
Date:Jan 1, 2013
Words:4097
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