ARTÍCULOS ORIGINALES

Propiedades psicométricas de la Escala de Anomia Social en pacientes drogodependientes peruanos

Psychometric properties of the Social Anomia Scale in Peruvian drug-dependent patients

Aaron Caycho Caja ^{1 *}

CITARLO COMO:

RESUMEN

El presente estudio analiza la estructura y consistencia interna de la Escala de Anomia Social en pacientes dependientes de drogas. Se evaluaron 232 drogodependientes varones de entre 18 y 60 años de edad, pertenecientes a cuatro comunidades terapéuticas de Lima. Los resultados obtenidos señalan bajos índices de ajuste para el modelo original de Yañez (2011); no obstante, el Modelo 2 planteado replica una estructura de 17 ítems distribuidos en tres factores subyacentes. Asimismo, se obtuvo la validez discriminante y el coeficiente de Omega para los tres factores hallados así como también se realizó la medición de la invarianza factorial entre los grupos de adultos jóvenes y adultos. Los hallazgos señalan que la estructura y consistencia interna de la Escala de Anomia Social en el modelo planteado muestra características psicométricas adecuadas para su uso en contextos clínicos y estudios sociales.

PALABRAS CLAVE

ABSTRACT

This study analyzes the structure and internal consistency of the Social Anomia Scale in drug-dependent patients. A total of 232 male drug addicts between 18 and 60 years of age, belonging to four therapeutic communities of Lima, were evaluated. The results obtained indicate low fit indices for the original Yañez model (2011); however, the proposed Model 2 replicates a structure of 17 items distributed in three underlying factors. Likewise, the discriminant validity and the Omega coefficient were obtained for the three factors found, as well as the measurement of factor invariance between groups of young adults and adults. The findings indicate that the structure and internal consistency of the Social Anomia Scale in the proposed model shows psychometric characteristics suitable for use in clinical contexts and social studies.

KEY WORDS

Social anomia; drug addicts; therapeutic communities; psychometry; factorial analysis; consistency and internal structure; invariance.

La anomia surge en un contexto en el cual las exigencias de la sociedad industrial del siglo XX comenzaron a orientar las pautas culturales tradicionales de la sociedad norteamericana de tal forma que las expectativas colectivas e individuales fueron dejando de lado los valores tradicionales para adaptarse a las nuevas demandas, las cuales comenzaron a asimilar una moral más relajada y que, en algunas oportunidades, iba asociada a la transgresión de las normas sociales (Merton, 1964). No obstante, tales cambios comenzaron a originar diferentes reacciones que iban desde la indiferencia hasta, en el peor de los casos, comportamiento antisocial o delictivo originado a causa de estas condiciones anómicas propias de la estructura social; no obstante, la anomia también involucraba un tipo de experiencia individual y subjetiva respecto al funcionamiento social (Merton, 1964).

En este contexto, se comienzan a realizar mediciones de la anomia en términos socioeconómicos ligados a la estructura social. Desde la psicometría, Srole (1956) elaboraría un instrumento orientado a la medición de la anomia psicológica y del cual se desarrollarían algunas versiones. Poco tiempo después, Clinard (1967) realizaría una recopilación de las distintas investigaciones asociadas a la anomia y la conducta desviada entre los años 1897 - 1964, sobre todo de estudios sociológicos ya que estos fueron los predominantes en las siguientes dos décadas.

Más adelante, Li, Atteslander, Tanur y Wang (1999) elaboraron una Escala de Inestabilidad Social compuesta por 32 ítems y que posteriormente fue adaptada en Brasil por Aguiar (2003). La escala adaptada por Aguiar (2003) evidenció coeficientes alfa de Cronbach entre 0.73 y 0.90 pero con solo 24 de los 32 ítems inicialmente planteados. Años después y con el modelo de tres factores planteado por Aguiar (2003), Formiga (2011) realizó un análisis factorial confirmatorio (AFC) en estudiantes brasileños de ambos sexos encontrando que la bondad de ajuste de un primer modelo unifactorial señala un X²/gl =2.65, GFI= 0.81, TLI = 0.64, CFI= 0.73, RMSEA = 0.08; en contraste con el modelo final propuesto de tres factores que evidenció un mejor ajuste: X²/gl (125,16/178) = 0.70, GFI = 0.96, TLI = 1.00, CFI = 1.00, RMSEA = 0,00.

En México, Yañez (2011), tomando como referencia la escala de Aguiar (2003), realizó un análisis factorial exploratorio (AFE) con estudiantes de escuelas públicas de ambos sexos en el cual halló una estructura de tres factores subyacentes: Aceptación de las normas, con una varianza explicada (V.E) de 16.78 y un coeficiente alfa de .88; Comparación social, con V.E de 13.28 y coeficiente alfa de 0.80; y Sustentabilidad de las normas, con V.E de 10.92 y un coeficiente alfa de .87; todas con cargas factoriales entre 0,41 y 077. No obstante, Yañez (2011) retiró dos ítems: “Personalmente no veo ningún futuro para mí” y “Comparando mí situación actual con la que tenía hace 2 o 3 años atrás, mi seguridad económica ha mejorado”.

Los estudios posteriores sobre la anomia y variables afines han tomado como referencia las investigaciones realizadas en México (Yañez, 2011) y Brasil (Aguiar, 2003; Formiga, 2011). En México, Vera, Bautista y Ramírez (2014) investigaron una muestra de adolescentes que no estudian y no trabajan, y encontraron que la anomia social, la anomia psicológica, alienación y la confianza en las instituciones explican el 28% del comportamiento antisocial y delictivo de la muestra. Vera, Yañez, Ramírez y Bautista (2014) estudiaron una muestra de estudiantes de escuela pública y hallaron que entre la anomia psicológica, alienación y la anomia social; solo las dos primeras de ellas explican el comportamiento antisocial. Bautista (2014), mediante un análisis discriminante, encontró que la anomia social, el comportamiento desafiante y la alienación permiten diferenciar  estudiantes, estudiantes fuera del sistema educativo e infractores. En Brasil, Formiga (2012) encontró que la anomia social explica el comportamiento antisocial y delictivo de una muestra de estudiantes  de escuelas públicas de entre 13 a 20 años de edad. En Chile, se empleó la Escala de Anomia adaptada por Aceituno (1989), pero diferente a la escala de Anomia social empleada en la presente investigación; no obstante, se destaca la comparación de las puntuaciones de anomia y alienación en estudiantes secundarios de ambos sexos realizada en 1989 con la posterior replicación de un estudio similar con las mismas variables, pero realizado en el 2007. Sin embargo, no se encontraron diferencias significativas entre las puntuaciones de ambos estudios, a pesar de que las condiciones económicas del año 2007 fueron mejores a las del periodo 1989 (Aceituno, Asún y Ruiz, 2009).

En el Perú, la anomia es un concepto poco estudiado a pesar de las implicancias que posee. Se destacan las valiosas investigaciones teóricas realizadas por algunos autores peruanos (Neira, 1987; Romero, 1987; Lynch, 1989; Carrillo y Sulmont, 1991). Además, a nivel empírico, aún no se han desarrollado escalas que puedan realizar mediciones precisas del constructo señalado a pesar de la vinculación entre la anomia y los problemas de violencia, comportamiento antisocial, delictivo, entre otros.

Asimismo, se menciona que los estudios realizados fuera de Perú han investigado sobre todo muestras de estudiantes de escuelas públicas e infractores; y las variables con las cuales se ha asociado comúnmente a la anomia han sido alienación, conducta antisocial y comportamiento delictivo. No obstante, no se ha encontrado publicaciones que empleen la Escala de Anomia social con adultos consumidores de drogas, a pesar de que este tipo de sujetos con problemas de uso de drogas o dependencia suele involucrarse en comportamientos antisociales y delictivos (Bringas, Rodríguez, López-Cepero, Rodríguez y Estrada, 2012; Da Silva, Guevara y Fortes 2006). Merton (1964) también señala que los consumidores de drogas y alcohólicos reaccionan desde un tipo particular de anomia aguda que el autor llama “retraimiento”; el cual los lleva al rechazo de las normas y metas, y se asocia a una experiencia de constante aislamiento.

Sin embargo, a pesar de las referencias empíricas señaladas respecto al vínculo de la anomia con las conductas desviadas (Vera, et al. 2014; Formiga, 2012), que pueden incluir el uso de drogas, así como también el enfoque teórico de Merton (1964), quien explica el comportamiento de los consumidores de drogas desde un tipo particular de reacción a las condiciones sociales; aún no se han hallado pruebas psicométricas adaptadas a este tipo de muestra a pesar del interés que genera la forma en cómo la anomia se manifiesta en los sujetos con problemas de consumo de drogas. En ese sentido, la presente busca generar evidencia respecto a la consistencia y estructura interna de una escala de Anomia Social para su posterior empleo en la evaluación de los sujetos mencionados.

MÉTODO

Diseño

El presente estudio posee un tipo de diseño instrumental (Ato, López y Benavente, 2013) ya que pretende realizar el análisis de las propiedades psicométricas de una Escala de Anomia Social a partir de la búsqueda de evidencia de la estructura interna de la escala mediante un AFC. Adicionalmente, se reporta la validez discriminante, la invarianza y el coeficiente Omega de consistencia interna de las subescalas.

Participantes

Se evaluaron 232 pacientes varones dependientes de sustancias psicoactivas de cuatro comunidades terapéuticas de Lima entre 18 y 60 años de edad (M= 28.3 años, D.S= 11.3) de los cuales el 42% no ha culminado sus estudios secundarios; un 34% se ha involucrado en comportamientos delictivos como robo y hurto, entre otros; el 17.6% de ellos son dependientes de alcohol, 22% dependientes de marihuana, 39% de cocaína, y el restante posee un diagnóstico de policonsumo.

Instrumentos

Yañez (2011) realizó la validación de la escala de Inestabilidad social de Li, et al. (1999) que en su forma original posee 32 ítems. La escala en su versión mexicana posee 24 ítems distribuidos en tres subescalas llamadas Desconfianza, Pesimismo y Descontento. La primera de ellas refiere al grado de desconfianza de los sujetos respecto a la vida política y social; Descontento implica la evaluación de los individuos sobre su posición dentro de la estructura social y la percepción respecto a los problemas sociales; y Pesimismo implica el grado de oportunidades sociales en función de las experiencias pasadas y las futuras. La evidencia de la estructura interna fue realizada mediante el análisis factorial mediante la extracción de componentes principales, con rotación varimax de una muestra de 520 estudiantes de un colegio de educación técnica de México (Yañez, 2011). Asimismo, la evidencia de la consistencia  interna por coeficiente alfa reportó un 0.83 para la escala de Desconfianza, 0.80 para Descontento y 0.87 para Pesimismo.

Procedimiento

Se solicitaron los permisos respectivos a las comunidades terapéuticas para la aplicación del instrumento y se coordinó la aplicación de las pruebas en una sola fecha para cada comunidad. El día de la evaluación se explicó los objetivos de la aplicación y se les pidió la aprobación para la firma del consentimiento informado, el cual indicaba que su participación en el estudio se realizaba de manera voluntaria.

Posteriormente, se pasó a elaborar la base de datos y se realizaron los análisis psicométricos con el programa R, library Lavaan en la versión 3.5.1 (Rosseel et al., 2018). Asimismo, los estudios previos realizados del AFE Y AFC de la Escala de Anomia Social reportan un modelo de tres factores subyacentes (Aguiar, 2003; Yañez, 2011; Formiga, 2011) los cuales brindan el respaldo empírico previo para el empleo de un AFC. Cabe indicar que el instrumento adaptado por Yañez (2011) asume la ortogonalidad de los factores y emplean la técnica de componentes principales con rotación varimax.

En este contexto, se realizó un AFC a partir de un modelo de ecuaciones estructurales en el cual se busca que la matriz de varianza-covarianza estimada “ξ” sea lo más próxima a la matriz de varianza-covarianza muestral “S”. Para conseguir lo anterior se empleó la estimación por Mínimos Cuadrados Ponderados Robustos (WLSMV) con la matriz de correlaciones policóricas ya que se tomó en cuenta que la métrica de los ítems de la Escala de Anomia Social corresponden a un tipo de variable ordinal; por lo cual el AFC fue realizado a partir de la matriz de correlaciones policóricas (Freiberg, Stover, de la Iglesia y Fernández, 2013). Adicionalmente se consideró el X2 ajustado, RMSEA ≤ 0.05, CFI ≥ 0.95 y SRMR  ≤ 0.06 para la estimación de la bondad de ajuste del modelo.

Luego del AFC, se prosiguió a obtener indicadores sobre la validez discriminante de la escala mediante el monto promedio de varianza extraída por factor (AVE). Asimismo, se realizó la medición de la invarianza configural, métrica, fuerte y estricta entre los grupos de 18 a 25 para los adultos jóvenes,  y los mayores de 25 años, que en su mayoría se ubican en el rango de edad de 26 a 45 años. Finalmente, con las cargas factoriales obtenidas previamente se obtuvieron los coeficientes de Omega para cada subescala.

RESULTADOS

El AFC realizado mantiene la estructura original de la escala de Yañez (2011) con los 24 ítems; no obstante, los ítems 8, 18, 19, 20, 21, 22 muestran cargas factoriales menores a 0.35 y los índices de modificación de Lagrange indican que el ítem 24 correlaciona con subescalas e ítems diferentes a los que plantea la teoría. Adicionalmente se observa que el modelo original (Yañez, 2011) muestra índices de ajuste bajos: X²/gl = 720.012/249, RMSEA = 0.091, CFI = 0.847 y SRMR = 0.101. Posteriormente, se procedió a plantear un segundo modelo (Modelo 2) en el cual fueron retirados los ítems con los cuales se hallaron dificultades en el modelo original, observando que el Modelo 2 muestra mejores índices de ajuste: X²/gl = 169.583/116, RMSEA = 0.045, CFI = 0.978, GFI = 0.970, TLI = 0.974 y SRMR = 0.068.

A partir del Modelo 2 planteado se obtuvieron las cargas factoriales junto con las correlaciones entre los factores para el reporte de la validez discriminante de la escala; la cual fue evaluada mediante el monto promedio de varianza extraída por factor (AVE). La obtención del AVE consiste en un promedio del cuadrado de las cargas factoriales y la varianza compartida φ² entendida como el cuadrado de la correlación entre dos factores (φ). Asimismo, al ser comparados el AVE y φ² se obtuvo que el AVE  fue mayor a φ²; lo cual es un indicador favorable de la validez interna discriminante (Fornell y Larcker, 1981) que respalda la diferencia entre las subescalas de Pesimismo, Desconfianza y Descontento. En cuanto a la validez convergente, se asume que un AVE por encima de 0.5 se considera un apoyo a su evidencia; sin embargo, a pesar que los AVE obtenidos no alcanzan este umbral, se señala que en algunas ocasiones su valor puede ser un poco menor si es que se encuentra el respaldo teórico que lo sustente (Fornell y Larcker, 1981).

En la tabla 1 se señalan las cargas factoriales del modelo original de Yañez (2011) y las cargas factoriales del Modelo 2. En base al Modelo 2 se hallaron los valores del AVE para cada subescala junto con las correlaciones interfactoriales . Adicionalmente, con las cargas factoriales del modelo planteado se calculó del coeficiente Omega (ω) de cada subescala (Gerbing y Anderson, 1988).

Se obtuvo la invarianza factorial para los grupos de adultos jóvenes entre 18 - 25 años y  los adultos restantes entre 25 y 60 años. El método empleado para el análisis de la invarianza fue el WLSMV. Asimismo, se obtuvieron los índices de ajuste sugeridos por Cheung y Rensvold (2002) quienes indican analizar con cautela los cambios del X²ajustado, el CFI  (ΔCFI ≤ 0.01)  y el RMSEA (ΔRMSEA < .015) entre los modelos comparados. Para el análisis de la invarianza se siguió la consigna de comprobar los modelos configural (M1), métrico (M2), fuerte (M3) y estricto (M4); de tal manera que el paso a un modelo de mayor jerarquía implique necesariamente índices de ajuste favorables en el modelo anterior. En ese sentido, los índices obtenidos en los modelos M1, M2, M3 y M4 muestran valores adecuados respecto al tipo de invarianza planteado en cada modelo, tal y como se visualiza en la tabla 2.

DISCUSIÓN

El análisis realizado indica que la estructura interna de tres factores subyacentes hallados previamente (Yañez, 2011) muestra índices de ajuste bajos para la muestra estudiada; por lo cual fue planteado el Modelo 2 en el cual fueron eliminados algunos ítems con la intención de analizar si el modelo inicial podría mejorar sobre todo tomando en cuenta que la muestra del estudio de Yañez (2011) es diferente a la muestra de drogodependientes empleada. En ese sentido, se observó que el ítem 18 “Personalmente no veo ningún futuro para mí.” no alcanzó la carga factorial mínima (0.35) requerida para el Modelo 2, además se menciona que este ítem no fue tomado en cuenta en la solución final hallada por Yañez (2011). Probablemente este ítem no refleje al constructo Pesimismo porque su significado este asociado a condiciones individuales distintas a las que son evaluadas en la subescala en la cual los ítems guardan mayor relación a las percepción del sujeto respecto a las condiciones sociales. Asimismo, los ítems 19, ”No me siento optimista en cuanto a la marcha del país”; 20, “Se debe disfrutar de la vida cuando se puede sin importar el mañana.”; 21, “Es inútil defender o exigir políticas y reformas sociales porque ellas están más allá de nuestro poder y voluntad”; y 22, “Hoy en día las cosas cambian tan rápido que es difícil decir qué es lo correcto para una sociedad mejor”; cargan en la subescala de Pesimismo, pero no alcanzaron el punto de corte mínimo de carga factorial menor a 0.35 para mantenerse en la subescala. Asimismo, la teoría indica que el ítem 24, “Hoy en día las cosas cambian tan rápido que es difícil decir qué es lo correcto para una sociedad mejor”, pertenece a la subescala de Pesimismo; sin embargo, los índices de modificación de Lagrange indican que también carga en las subescalas de Descontento y Desconfianza, y, además, su error correlaciona con subescalas que no le corresponde teóricamente, por lo cual también fue retirado ya que fue considerado como un ítem problemático para el modelo. Adicionalmente se señala que el coeficiente Omega de consistencia interna de 0.71 de la subescala de Pesimismo en el Modelo 2 fue el más bajo a comparación de las restantes subescalas.

Según lo señalado, la subescala de Pesimismo es la que presentó mayores complicaciones y perdió mayor cantidad de ítems; lo cual contrasta con los reportes de Yañez (2011) quién encontró cargas factoriales superiores a 0.43 para la misma subescala, a excepción del ítem 18 y 17 retirados en ese estudio. Asimismo Yañez (2011) encontró un coeficiente Alfa de Cronbach de 0.87; valor mucho más alto que el coeficiente Omega de 0.71 obtenido en la presente. Respecto a la subescala de Desconfianza, únicamente fue retirado el ítem 8 “El gobierno tiene capacidad para reducir el alto nivel de inseguridad” por mostrar una carga factorial menor al punto de corte establecido.

Probablemente las diferencias halladas tienen que ver con el tipo de muestra empleado ya que Formiga (2011) investigó estudiantes brasileños de 14 a 18 años de edad, mientras que Yañez (2011) analizó una  muestra de estudiantes mexicanos de 15 y 22 años edad. Ambos estudios fueron realizados en escuelas públicas, con participantes de ambos sexos y de similar grupo etario; lo cual justifica que prácticamente la estructura de tres factores subyacentes con los 24 ítems del estudio de Formiga (2011) se hayan mantenido en la muestra mexicana (Yañez, 2011) a excepción de los dos ítems retirados.

Por otra parte, la presente investigación emplea una muestra clínica de pacientes dependientes de drogas de comunidades terapéuticas, de los cuales un 34% ha estado involucrado en problemas de tipo delictivo como hurto o robos, el rango de edad estudiado abarca un amplio intervalo (18-60 años) así como también todos los participantes fueron de sexo masculino. No obstante, estas características no estuvieron presentes en los análisis previos de la estructura y consistencia interna de la Escala de Anomia social (Yañez, 2011; Formiga, 2011) ya que la escala validada estaba orientada a otro tipo muestra; sin embargo,  las características de la muestra de adictos empleada en el presente estudio guardan relación a la anomia descrita por Merton (1964) quien asocia este concepto a comportamientos desviados como la delincuencia o el uso de drogas. Adicionalmente, se señala que el coeficiente Omega opera con las cargas factoriales a diferencia del coeficiente de alfa empleado en el estudio previo (Yañez, 2011); por lo cual se explica las diferencias halladas entre ambos coeficientes, sumado esto a las condiciones peculiares de la muestra en estudio.

Asimismo, si bien se mantiene la estructura de tres factores subyacentes y la subescala de Descontento se mantuvo sin variación alguna y con un coeficiente de Omega alto (0.81), las subescalas de Desconfianza y Pesimismo perdieron 1 y 6 ítems respectivamente del modelo original (Yañez, 2011). A pesar de eso, los índices de ajuste del Modelo 2 (X²/gl = 169.583/116, GFI = 0.970, TLI = 0.974, CFI = 0.978, RMSEA= 0.045 y SRMR = 0.068) son más altos que los hallados en el estudio realizado por Formiga (2011) (X²/gl =2.65, GFI= 0.81, TLI = 0.64, CFI= 0.73, RMSEA = 0.08). Además, la varianza extraída por factor (AVE), aporta evidencia a la validez interna discriminante; lo cual respalda la diferenciación de las subescalas de Pesimismo, Desconfianza  y Descontento.

Adicionalmente se realizó la medición de la invarianza entre el grupo de edad de adultos jóvenes de 18 a 25 años, y el restante grupo, ubicado entre los 26 y 60 años de edad. La justificación de la medición de este grupo reside básicamente en las propiedades psicométricas que podría aportar la identificación de una escala que abarque un amplio rango de edad, aunque en los estudios previos (Yañez, 2011; Formiga, 2011) solo estaba dirigida a  adolescentes de entre 14 a 22 años aproximadamente. No obstante, se halló evidencia favorable a la invarianza configural, métrica, fuerte y estricta en ambos grupos de edad; por lo cual se considera que la Escala de Anomia Social mide el mismo constructo en ambos grupos. Más adelante debería considerarse la invarianza entre los grupos estudiados en la presente con el rango comprendido entre los 14 y 18 años de edad que no fue estudiado. Respecto a la invarianza según el sexo de los participantes, se indica que las investigaciones previas (Yañez 2011; Formiga, 2011) no tomaron en cuenta este aspecto en sus muestras; con lo cual, en el caso de hallar la no-invarianza en estos grupos, se podría estar asumiendo de manera errónea que las escalas utilizadas miden el mismo constructo en ambos grupos.  En ese sentido, se sugiere tomar en cuenta el análisis de la invarianza considerando el sexo de los participantes así como también el tipo de participantes, que en el presente caso solo fueron varones drogodependientes.

Adicionalmente, se señalan algunas limitaciones asociadas a la condición no probabilística de la muestra que si bien es importante para la generalización de los resultados, no le resta importancia; sobre todo si se toma en cuenta las condiciones de difícil acceso a la muestra clínica estudiada y por los índices de ajuste favorables hallados en el modelo final planteado.

En síntesis, la Escala de Anomia Social de Yañez (2011) fue modificada en el Modelo 2 planteado tomando en cuenta las diferencias de la muestra en ambos estudios, encontrándose que el modelo alternativo presenta coeficientes adecuados asociados a la estructura y consistencia interna de sus tres subescalas llamadas Pesimismo, Desconfianza y Descontento así como también se obtuvieron índices favorables que respaldan la validez discriminante de las subescalas. Adicionalmente, se realizó la primera medición de la invarianza de la escala en pacientes drogodependientes; la cual servirá de referencia para estudios posteriores respecto al sexo, edad, tipo de tratamiento, entre otros.

FINANCIAMIENTO

El presente estudio fue autofinanciado.

CONFLICTO DE INTERÉS

El autor expresa que no hay conflictos de interés al redactar el manuscrito.

REFERENCIAS

Aceituno, R. (1989). Anomia y alienación en estudiantes de cuarto medio de Santiago. Un estudio exploratorio. Memoria no publicada para optar al título de Psicólogo, Departamento de Psicología, Facultad de Ciencias Sociales, Universidad de Chile, Santiago, Chile.

Aceituno, R.; Asún, R.; Ruiz, S.; Reinoso, A.; Venegas, J.I. y Corbalan, F. (2009). Anomia y alienación en estudiantes secundarios de Santiago de Chile: Resultados iniciales de un estudio comparativo 1989-2007. Psykhe, 18 (2), 3-18. doi: 10.4067/s0718-22282009000200001.

Aguiar, M. (2003). Representação social da sociedade, anomia e individualismo-coletivismo. Dissertação de mestrado não publicada. Universidade Federal do Rio de Janeiro. Rio de Janeiro, Brasil.

Ato, M., López, J. & Benavente, A. (2013). Un sistema de clasificación de los diseños de investigación en psicología. Anales en psicología, 29(3), 1038-1059. doi: 10.6018/analesps.29.3.178511

Bautista, G. (2014). Conducta antisocial, anomia y alienación en adolescentes con diferentes niveles de socialización en Hermosillo. (Tesis para obtener el grado de Maestría en Desarrollo Regional). Centro de Investigación en alimentación y Desarrollo, A.C. Sonora, México.

Bringas, C., Rodríguez, L., López-Cepero, J., Rodríguez, F. J. y Estrada, C. (2012). Consumo de drogas y conducta delictiva: Análisis diferencial de la heroína y la cocaína en la trayectoria infractora. Revista Iberoamericana de Psicología y Salud, 3, 39-54.
Carrillo, M. & Sulmont, D. (1991). Teoría de la Anomia o Anomia de la teoría. Debates en sociología, 16, 209-221.

Cheung, G. W., & Rensvold, R. B. (2002). Evaluating goodness-of-fit indexes for testing measurement invariance. Structural Equation Modeling, 9(2), 233-255. doi: 10.1207/S15328007SEM0902_5

Clinard, M. (1967). Anomia y Conducta desviada. Buenos Aires, Argentina: Paidós.

Da Silva, M., Guevara, B., y Fortes, M. (2006). Expectativas acerca del alcohol y su relación con el patrón de consumo de bebida. Revista Argentina de Clínica Psicológica, 15, 99-107.

Fornell, C. & Larcker, D. (1981). Evaluating structural equation models with unobservable variables and measurement error. Journal of Marketing Research, 18(1), 39-50. doi: 10.1177/002224378101800104.

Formiga, N. S. (2012). Verificacao de um modelo causal entre anomia social e condutas desviantes em jovens. Revista de Psicologia, 15 (22), 77 – 94.

Formiga, N. S. (2011). Moralidade, anomia social e condutas antissociais e delitivas em jovens de diferents contextos socio-educacionais: verificacao de um modelo teórico (Tese submetida a banca avaliadora da Pós-graduacao em Psicologia Social da Universidade Federal da Paraiba). Universidade Federal do Rio Grande do Norte, Brasil.

Freiberg, H., Stover, J., de la Iglesia, G. & Fernández M. (2013). Correlaciones Policóricas y tetracóricas en estudios factoriales exploratorios y confirmatorios. Ciencias Psicológicas, 7(2), 151-164.

Hair, J., Anderson, R., Tatham, R & Black, W. (1999). Análisis multivariante, 5a Ed. Madrid, España: Prentice Hall.

Li, H.; Atteslander, P.; Tanur, J &  Wang, Q. (1999). Anomie scales: measuring social instability. En A. Peter, B. Gransow y J. Western (Eds.). Comparative anomie research: hidden barriers-hidden potential for social development). Sidney, Australia: Ashgate.

Lynch, N. (1989). ¿Anomia de Regresión o Anomia de Desarrollo? Socialismo y participación, 45.

Merton, R. (1964). Teoría y estructuras sociales. México DF: Fondo de Cultura Económica.  

Neira, H. (1987). Violencia y anomia: reflexiones para comprender. Socialismo y participación. 37, 1 -13.

Romero, C. (1987). Violencia y anomia: comentarios sobre una reflexión. Socialismo y participación, 39, 75-80.

Rosseel, Y., Oberski, D., Byrnes, J., Vanbrabant, L., Savalei, V., Merkle, E., & Chow, M. (2018).Package ‘lavaan’ 0.6-2. Recuperado de https://cran.rproject.org/web/packages/lavaan/lavaan.pdf

Srole, L. (1956). Social integration and certain corollaries: An exploratory study. American Sociological Review, 21(6), 709-716. doi: 10.2307/2088422

Vera, J. A; Bautista, G. & Ramírez, M; (2014). Efectos de la anomia, alienación y confianza en la conducta antisocial en jóvenes fuera del sistema escolar y laboral. Civilizar. Ciencias Sociales yHumanas, 14, 155-164. doi: 10.22518/16578953.187.

Vera, J. A.; Yáñez, A. I.; Ramírez, M. & Bautista, G. (2014). Anomia social, anomia psicológica y alienación como predictores de la conducta disocial en Adolescentes escolares. Pesquisas e Práticas Psicossociais, 8 (2), 226-233.

Yáñez, A. (2011). Propiedades psicométricas de las escalas de Anomia y Desarrollo Moral en una muestra de Estudiantes de Bachillerato. Tesis publicada para obtener el título de licenciado en psicología. Universidad de Sonora, Sonora, México.