México es un país diverso y multicultural, resultado de la convergencia de las culturas originarias, el mestizaje biológico y cultural, así como de la variedad de ecosistemas naturales (Bonfil, 1990; CONABIO, 2023; León-Portilla, 1992). En el año 2020, de una población de 125 014 024 personas, el 10.75 % se identificó con uno de los 68 grupos indígenas del país; de ellas, 7 387 321 indicaron ser hablantes de alguna lengua indígena.
Esta diversidad propicia la interacción de personas provenientes de culturas, modos de vida y prácticas diversas, lo que plantea la necesidad de generar conocimientos que consideren las perspectivas y sistemas de pensamiento que emergen de esta pluralidad. Para ello, es esencial generar propuestas que tomen en cuenta el papel de la cultura en la salud, el bienestar, la calidad de vida y las expresiones psicológicas de las personas (Gutiérrez-Carmona et al., 2020a, 2020b).
Diversos estudios han explorado la relación entre la cultura y el comportamiento humano, como los trabajos pioneros de Bronislaw Malinowski y Ruth Bénedict. En psicología, el papel de la cultura en las manifestaciones psicológicas fue destacado por Salvatore y Valsiner (2010), quienes argumentan que, para comprender los principios subyacentes a las manifestaciones psicológicas, es preciso indagar los aspectos contextuales que se manifiestan a través de la cultura.
Bajo estas premisas, Triandis (1994) concibe a la cultura como el conjunto de valores sociales definidos por el lugar y el momento histórico en que se desarrollan las personas; estos valores influyen en sus conductas, pensamientos, creencias, personalidad, actitudes, capacidades, así como en la forma en que interpretan a los demás y en cómo son percibidos por otros (Armenta et al., 2014; García & Díaz-Loving, 2011).
El primer antecedente de investigación psicológica con enfoque cultural en México lo realizó Ezequiel Cornejo Cabrera, para describir las características psicológicas de jóvenes indígenas mexicanos mediante mediciones psicométricas. Desde entonces, se han emprendido diversas investigaciones con este enfoque para estudiar las variaciones psicológicas de la población mexicana. En el campo de la etnopsicología, destacan los trabajos que abordan aspectos de la cultura mexicana contemporánea como la obediencia filial, el machismo, el statu quo familiar, los roles de género o las premisas socioculturales en torno a la pareja y a la sexualidad (Díaz-Loving, 1999; García & Díaz-Loving, 2011; Ocaña et al., 2022).
Por otra lado, es posible identificar estudios centrados en contextos indígenas que exploran aspectos psicológicos como la construcción de identidad, las manifestaciones cognitivas (Morales et al., 2014; Quintanilla & Sarriá, 2003) o la producción de experiencias y significados (Vadillo, 2022). Asimismo, se han desarrollado investigaciones que examinan variables tradicionalmente abordadas en contextos occidentalizados, pero adaptadas a poblaciones indígenas; por ejemplo, Serván-Mori et al. (2021) analizaron la ansiedad, depresión y estrés en adolescentes de Chiapas, mientras que Álvarez-Izazaga et al., (2022) compararon características generales y de atención en salud entre menores y sus madres migrantes y no migrantes en comunidades indígenas tarahumaras.
Sin embargo, no se identificaron estudios que aborden de forma específica cómo el involucramiento comunitario en contextos indígenas influye en las expresiones psicológicas de las personas. Por ello, se consideró necesario desarrollar un instrumento culturalmente válido que permita evaluar la influencia de la cultura en las manifestaciones psicológicas de los habitantes de las comunidades zapotecas de Oaxaca.
Justificación
La pertinencia de este trabajo se sustenta en la importancia demográfica y cultural del pueblo zapoteca; con 420 324 integrantes (10.16 % del total de la población), es considerado el grupo indígena más numeroso en Oaxaca (INEGI, 2020). Este estudio se centra en los zapotecos de la Sierra Juárez, quienes se ubican en una extensa franja montañosa al norte de la entidad; pese a que la presencia humana en tiempos prehispánicos se evidencia mediante algunas pinturas rupestres, gran parte de la población zapoteca de esta región proviene de los grupos que emigraron de los Valles Centrales durante la época colonial (INPI, 2020). La cultura contemporánea de los pueblos zapotecos de la Sierra Juárez de Oaxaca tiene sus raíces en su herencia prehispánica, moldeada por procesos históricos como la colonización, la independencia, la Revolución Mexicana y los esfuerzos del estado mexicano en la primera mitad del siglo XXI por "hacer desaparecer todo vestigio de pueblo diferente" (Castellanos, 2017, p. 73). Estos acontecimientos han configurado una cultura sincrética que combina elementos ancestrales con nuevas manifestaciones de identidad cultural.
Con el propósito de sistematizar estas muestras culturales, se ha optado por emplear la conceptualización de prácticas comunitarias zapotecas, definidas como formas distintivas de organización, convivencia e identidad de estas comunidades, estructuradas alrededor de la cultura, la lengua, el trabajo solidario, colaborativo y comunitario, así como la relación con el territorio. Estas prácticas reflejan modos de vida basados en la solidaridad y colaboración colectiva y contribuyen a la organización social, la toma de decisiones y la cohesión comunitaria, formando parte su reproducción social (Castro & Reyes, 2020; Zepeda-García & Bravo-Salazar, 2016).
Para evaluar la dimensión psicológica de las prácticas comunitarias zapotecas, se incorporó la perspectiva del involucramiento comunitario, que se define como la frecuencia e intensidad con que las personas participan en estas prácticas colectivas (Caqueo-Urizar et al., 2014). Entre los estudios que se han realizado en este campo, destaca el de Sari et al. (2018), quienes encontraron asociaciones positivas entre la identidad étnica y el bienestar en adolescentes de diversos grupos culturales de Indonesia. Brown et al. (2021) reportaron mejores indicadores de salud mental y menor consumo de alcohol y drogas entre adolescentes que se identifican como indios nativos de Alaska. En el contexto latinoamericano, Gutiérrez-Carmona & Urzúa (2022) encontraron que la implicación cultural, la autoestima y la identidad étnica son factores que contribuyen al bienestar emocional y psicológico de poblaciones andinas. Con base en lo anterior, esta investigación tiene el objetivo de construir y buscar evidencias de validez de la Escala de Involucramiento en Prácticas Comunitarias Zapotecas (EIPCZ).
Método
Se realizó una investigación de tipo instrumental (Ato et al., 2013) en tres etapas: la primera, implicó el análisis de entrevistas semi-estructuradas para identificar un conjunto preliminar de ítems, que fueron sometidos ajuicio de expertos para evaluar su claridad y adecuación teórica; la segunda, analizó la estructura subyacente del instrumento mediante un análisis factorial exploratorio (AFE), y la tercera, evaluó la adecuación del modelo factorial mediante cuatro modelos de análisis factorial confirmatorio (AFC).
Participantes
La muestra se conformó por personas originarias de comunidades zapotecas de la Sierra Juárez de Oaxaca. Para las entrevistas semi-estructuradas, participaron 13 personas (siete hombres y seis mujeres) con edades de 26 a 74 años (M = 52.46, DE = 15.10). Para la segunda etapa, se trabajó con una muestra no probabilística de 206 personas (78.2 % de mujeres), con edades entre 18 a 72 años (M = 40.44, DE = 9.46); de las personas participantes, 192 (93 %) se identificaron como zapotecas, una (0.5 %) como chinanteca y 13 (6.3 %) no se identificaron con ninguna etnia. Los datos se recabaron en Villa Talea de Castro, San Bartolomé Yatoni, Capulalpam de Méndez e Ixtlán de Juárez. El criterio de eliminación fue que no respondieran al 20 % o más de los ítems del instrumento (Cohen et al., 2002; Medina & Galván, 2007)
Para la tercera etapa, se obtuvo una muestra no probabilística por conveniencia de 249 personas (54.4 % hombres) con edades de 15 a 74 años (M= 23.75, DE = 11.51). Del total de participantes, 183 (73.2 %) se identificaron como zapotecos, 18 (7.2 %) como integrantes de la cultura mixe, 14 (5.6 %) como chinantecos, 3 (1.2 %) como mix-tecos, uno (0.4 %) como chontal, y 31 personas (12.4 %) no se identificaron con ninguna etnia. Los datos se recabaron en Ixtlán de Juárez, Villa Talea de Castro y San Bartolomé Zoogocho. El criterio de eliminación fue que no respondieran al 20 % o más de los ítems del instrumento.
Instrumentos
La primera etapa se realizó con una guía de entrevista semi-estructurada para explorar aspectos de la cultura zapoteca como las costumbres, lengua, festividades, organización comunitaria y medicina tradicional. A partir del análisis de estas entrevistas y de la validez de contenido por juicio de expertos, se elaboró la primera versión de la EIPCZ, compuesta por 44 ítems (ver anexo 1) con respuestas en una escala tipo Likert de 1 a 5 puntos que se empleó en la segunda etapa; después de realizar un AFE, en la tercera etapa, se utilizó una versión de 32 ítems de la EIPCZ para realizar un AFC.
Procedimiento y consideraciones éticas
En la primera etapa se identificaron informantes clave, a quienes se les explicó el propósito del estudio y se obtuvo su consentimiento informado para realizar entrevistas semi-estructuradas. En la segunda y tercera etapa, los participantes fueron convocados en instituciones educativas de las comunidades para aplicar el instrumento en un entorno adecuado. Se explicaron los objetivos y lineamientos éticos, garantizando la confidencialidad, anonimato y respeto a los derechos de los participantes, conforme a la Ley General de Salud en Materia de Investigación para la Salud (2014). Este estudio cuenta con el aval del Comité de Ética del Centro Universitario del Sur (dictamen CEI/74/2023).
Análisis de datos
En la primera etapa, se empleó el análisis temático para identificar patrones de significados y construir los ítems de la escala a partir de entrevistas semiestructuradas (Braun & Clarke, 2006). Estos ítems fueron sometidos a un panel de expertas, conformado por tres investigadoras de origen zapoteco, quienes evaluaron su coherencia, relevancia, claridad y suficiencia (Maldonado-Suárez & Santoyo-Telles, 2024). La concordancia de las opiniones se analizó mediante el Coeficiente de Validez de Contenido (CVC) (Hernández-Nieto, 2011) y se complementó con observaciones cualitativas. También se realizaron entrevistas cognitivas para examinar la comprensión, aceptabilidad, aplicabilidad del cuestionario y el tiempo requerido para su resolución (Urpí-Fernández et al., 2020).
Para la segunda y tercera etapa, los análisis se realizaron con los programas SPSS versión 23, JASP 0.19.3 y RStudio. Inicialmente, se efectuaron análisis de frecuencias para detectar y corregir errores en la base de datos; después, se aplicó la prueba de Little 's Missing Completely at Random (MCAR) para determinar si los datos faltantes se distribuían al azar (Musil et al., 2002). Cuando se confirmó esta hipótesis, los valores se imputaron mediante Maximización de Expectativas (EM) (Malan et al., 2020; Musil et al., 2002).
Respecto a la segunda etapa, se evaluó la capacidad de los reactivos para discriminar entre grupos; para ello, se dividió la muestra, según la mediana de la puntuación total, y se realizó una prueba t de Student para cada ítem entre ambos grupos. También, se evalúo la consistencia interna de cada ítem con respecto al factor definido teóricamente, mediante la correlación ítem-total corregida, con valores deseables > a 0.30 (Nunnally & Bernstein, 1995). Para explorar la estructura del instrumento, se realizó un AFE con extracción de factores por Análisis Paralelo y rotación oblicua Promax sobre una matriz de correlaciones policóricas (Hayton et al., 2004). La fiabilidad se estimó mediante el coeficiente alfa de Cronbach y se calcularon correlaciones no paramétricas entre los factores identificados para valorar su independencia.
Para la tercera etapa, se analizó la distribución de las puntuaciones (asimetría y curtosis) con valores esperables de +/-2 (Tabachnick & Fidell, 2013); además, se estimó la normalidad multivariada mediante el coeficiente de Mardia, considerando un valor menor a 70 como apropiado (Ruiz & Rodríguez, 2008).
Posteriormente, se probaron cuatro modelos de AFC: un modelo de factores correlacionados, una variante de este con correlación de errores, un modelo de segundo orden y un modelo bifactorial. Dado que los ítems de la escala presentan opciones de respuesta ordinales en formato tipo Likert, se utilizó el estimador de Mínimos Cuadrados Ponderados con Ajuste de Media y Varianza (WLSMV) (Li, 2015). Los criterios de ajuste fueron: %2/gl < 3 (Carmines & McIver, 1981), CFI > 0.90 (McDonald & Marsh, 1990), TLI > 0.90 (Bollen, 1989) y RMSEA < 0.08 (Browne & Cudeck, 1992). La consistencia interna se estimó mediante el coeficiente omega de McDonald tanto para la escala global como para los factores (Kalkbrenner, 2023; McDonald, 1999). Para finalizar, la validez de constructo se analizó mediante el contraste de grupos conocidos, con el propósito de comprobar la capacidad del instrumento para discriminar entre ellos.
Respecto al poder estadístico, para las pruebas t de Student se utilizó la d de Cohen como estimador del tamaño del efecto; en las correlaciones no paramétricas, se consideró el coeficiente p de Sperman, y para las pruebas de diferencias de grupos conocidos, toda vez que se empleó el estadístico H de Kruskall Wallis, primero se estimó la proporción de varianza explicada (n 2 H ) y luego se transformó al valor f de Cohen. Estos análisis se realizaron con el programa G*Power,
Resultados
Primera etapa
El análisis temático de las entrevistas semi-estructuradas permitió identificar siete dimensiones: i) involucramiento en actividades culturales, ii) involucramiento en grupos culturales, iii) identificación con la cultura, iv) lengua indígena, v) prácticas solidarias, vi) involucramiento comunitario y vii) medicina tradicional. Con estas dimensiones, se elaboraron 39 ítems, que fueron sometidos ajuicio de expertos para evaluar su validez de contenido (ver anexo 1, ítems CT1.MT39). Los criterios para la evaluación de los ítems fueron: a) suficiencia (el factor contiene la cantidad suficiente de ítems para su evaluación), b) claridad (el ítem se comprende fácilmente), c) coherencia (el ítem refleja coherencia conceptual respecto a la dimensión a la que se le asocia) y d) relevancia (el ítem aporta información relevante sobre un aspecto de la dimensión que pretende medir) (Maldonado-Suárez & Santoyo-Telles, 2024).
Los resultados del CVC mostraron que 36 ítems obtuvieron puntuaciones superiores a 0.90, calificándose como excelentes, mientras que dos ítems alcanzaron puntuaciones superiores a 0.80, considerándose buenos. Mediante el análisis cualitativo, las expertas sugirieron añadir un factor relacionado con el involucramiento con el territorio, compuesto por cinco ítems, lo que amplió el instrumento a 44 reactivos (ver anexo 1, ítem 1 a 39). Posteriormente, se realizaron entrevistas cognitivas a 10 personas de entre 15 y 70 años para evaluar la comprensión, aceptabilidad y aplicabilidad del cuestionario. Como resultado, se ajustó la redacción de cinco ítems, quedando la versión final del instrumento con 44 preguntas.
Segunda etapa
De una muestra inicial de 222 participantes, se eliminaron 16 casos, debido a que presentaban más de 20 % de respuestas faltantes. Se aplicó la prueba MCAR a los 206 casos restantes, lo que permitió aceptar la hipótesis nula de que los datos faltantes son aleatorios, X2(2,068) = 2,104.635, p = 0.282, por lo que fueron completados mediante EM.
La evaluación de la capacidad de los reactivos para discriminar entre grupos mediante t de Student indicó que el ítem CO32 (Participo en los tequios que se realizan en mi comunidad) no cumple con este criterio (t = -1.249, gl 204, p = 0.213, d = 0.14). Por lo tanto, se eliminó, debido a que el tequio es una práctica comunitaria en la que participan hombres de 18 a 60 años, lo que restringe la posibilidad de evaluar diferencias en personas jóvenes, adultos mayores y mujeres (Pérez, 2023; Zepeda-García & Bravo-Salazar, 2016).
Al evaluar la consistencia interna de cada ítem con su factor, se identificaron correlaciones inferiores a 0.30 en los ítems: GC13; LE23; MT39; TE44 (ver anexo 1), por lo que fueron eliminaron. La baja consistencia interna de estos ítems se atribuye a que están enfocados en recabar la opinión de las personas en lugar de valorar su involucramien-to mediante acciones concretas. De 44 reactivos iniciales, se redujo la escala a 39 ítems. A estos se les aplicó la prueba de Kaiser-Mayer-Olkin (KMO = 0.838), que indicó que la muestra es adecuada para realizar un AFE. La prueba de esfericidad de Barlett (X 2 = 4,322.693,p < 0.001) mostró que la matriz-R no es una matriz de identidad, lo que señala la presencia de relaciones entre los factores susceptibles de ser analizados.
Con base en estos resultados, se realizó un AFE con extracción de factores mediante Análisis Paralelo y rotación oblicua Promax, usando una matriz de correlación policórica. Para el refinamiento del modelo se establecieron como criterios de eliminación: a) ítems con cargas factoriales similares en dos o más factores; b) ítems con cargas factoriales inferiores a 0.40; c) factores constituidos por menos de tres ítems; d) ítems con unicidad mayor a .50 y cargas factoriales inferiores a .60 y e) ítems que no tengan coherencia teórica con el factor que se pretende medir (Hayton et al., 2004). A partir de lo anterior, se eliminaron ocho ítems. Uno de ellos (PS28) presentó cargas factoriales en dos factores, otro (GC8) tuvo una carga inferior a .40, dos ítems (IC16, IC18) se agruparon en un factor con solo dos elementos y cuatro ítems (IC17, TE41, GC9 y CO33) mostraron unicidades elevadas (mayores a .50).
La solución final retuvo siete factores con 31 ítems. Esta solución explicó el 67.7 % de la varianza total. Respecto a la estructura factorial, se observaron cargas altas y consistentes dentro de cada factor, sin presencia de cargas cruzadas relevantes. Se conservaron los ítems PS27 y PS28, debido a su relevancia teórica para constituir la dimensión Prácticas solidarias. La tabla 1 presenta las cargas factoriales de cada ítem, el porcentaje de varianza, la varianza acumulada y el análisis de fiabilidad mediante alfa de Cronbach.
Tabla 1
Distribución factorial de la EIPCZ
Los valores de fiabilidad para cada factor oscilaron entre 0.644 y 0.937, lo que se considera adecuado para instrumentos en desarrollo (Viladrich et al., 2017). El coeficiente de fiabilidad de la escala completa fue de .887, indicando una alta consistencia interna general del instrumento. A continuación, se describen teóricamente los factores identificados mediante el AFE.
El factor Involucramiento en actividades culturales (IAC) evalúa la asistencia, participación activa y contribución a las festividades, tradiciones, danzas y música tradicional de las comunidades zapotecas. El segundo factor es Involucramiento en grupos culturales (IGC), el cual analiza la participación de las personas mediante la colaboración activa y la membresía a los grupos que mantienen las costumbres y tradiciones de sus comunidades.
El factor Lengua indígena (LEN) evalúa el conocimiento, uso, comprensión y relevancia de la lengua en la identidad cultural. Indaga tanto la transmisión intergeneracional como su uso en la comunicación cotidiana. El factor Prácticas solidarias (PSO) indaga la participación de las personas en las prácticas de ayuda mutua y solidaridad, conocidas como gozona, que consiste en el intercambio de trabajo, apoyo económico, o productos, realizado entre personas o comunidades durante la construcción o reparación de viviendas, labores agrícolas o en situaciones de duelo. Aunque no es obligatorio, se espera que esta ayuda sea devuelta de forma recíproca en situaciones similares.
El factor Involucramiento comunitario (ICO) analiza la participación de las personas en las responsabilidades colectivas de la vida comunitaria, como la asistencia a asambleas, el desempeño de cargos, las contribuciones económicas (cuotas), además de la participación en tequios; el tequio es un sistema de trabajo colectivo en el que los habitantes se reúnen para realizar actividades de interés común, sin recibir ningún pago. El factor Medicina tradicional (MET) evalúa la frecuencia con la que las personas acuden a curanderas y usan remedios caseros.
El factor Involucramiento con el territorio (ITE) determina el conocimiento y vinculación de las personas con el territorio que ocupan sus comunidades; se indaga mediante el conocimiento de los nombres de los parajes, las formas tradicionales de cultivo y los alimentos de temporada.
Las correlaciones no paramétricas permitieron evaluar la independencia de los factores (ver tabla 2). Los resultados mostraron correlaciones bajas a moderadas entre los factores, con valores entre .196 y .479, lo que sugiere que son relativamente independientes entre sí. En contraste, se observaron correlaciones moderadas a altas entre cada factor y el puntaje total (de .408 a .776), lo que indica que cada dimensión contribuye de manera significativa al constructo general de la escala.
Tabla 2
Correlaciones no paramétricas entre los factores de la escala y el puntaje total
Tercera etapa
De una muestra inicial de 254 participantes, se eliminaron cuatro casos debido a que presentaban más de 20 % de respuestas faltantes, por lo que la muestra quedó constituida por 250 personas. Los resultados de la prueba MCAR indicaron que no había evidencia para rechazar la hipótesis nula de que los datos faltantes son aleatorios (X 2 (1,015) = 1,027.812, p = 0.383) entonces fueron imputados mediante EM.
Para evaluar la estructura factorial de la EIPCZ, se probaron cuatro modelos de AFC: un modelo de factores correlacionados, una variante de este con correlación de errores, un modelo de segundo orden y un modelo bifactorial. Para todos los casos, se utilizó el estimador WLSMV (Li, 2015). Los índices de ajuste para los modelos evaluados se presentan en la tabla 3.
Tabla 3
Índices de ajustes para los modelos de AFC de la EIPCZ
El AFC mostró que el modelo de factores correlacionados con correlación de errores presentó un ajuste adecuado (χ²/gl = 1.420, CFI = .917, TLI = .907, RMSEA = .041 [.033, .049]), superando al modelo de factores correlacionados sin ajustes residuales; los errores correlacionados corresponden a los factores IAC (e5-e6) e IGC (e10-e11), y la inclusión de estas correlaciones se sustentó en dos criterios: por un lado, se seleccionaron aquellos errores con índices de modificación superiores a 10, siguiendo la recomendación de Cole et al. (2005), como posibles candidatos a correlacionar, y se priorizó la coherencia teórica y el análisis del contenido de los ítems involucrados, de acuerdo con lo señalado por Dominguez-Lara (2019) y Crede y Harms (2019), toda vez que se trata de ítems que comparten formulaciones similares y cercanía contextual.
Además, se exploraron dos alternativas de AFC con ajuste satisfactorio: el modelo de segundo orden, que permite interpretar las dimensiones como manifestaciones de un constructo general, y el modelo bifactorial, que evalúa de forma simultánea un factor general y factores específicos independientes. Estos hallazgos indican que la EIPCZ tiene una estructura factorial que puede ser interpretada desde diferentes perspectivas analíticas. En este trabajo, se optó por el modelo de factores correlacionados con correlación de errores, para mantener la coherencia con la propuesta teórica original. En la figura 1, se observa que todos los ítems tienen cargas factoriales superiores a 0.50, lo que indica que los reactivos son buenos indicadores de sus variables latentes. Las correlaciones entre las variables latentes son en su mayoría moderadas, lo que sugiere una interrelación entre los factores que componen la escala.
Figura 1
Diagrama de senderos del modelo de factores correlacionados con correlación de errores
Fuente: elaboración propia.
La baja correlación entre los factores ICO y LEN, así como la presencia de otras correlaciones débiles, son comportamientos esperables en modelos multidimensionales. Para estimar la consistencia interna tanto de la escala unificada como de sus factores, se calculó el coeficiente omega de McDonald. La escala completa obtuvo un valor de ω = 0.909. Los valores para los factores que integran la escala fueron: IAC ω = 0.901, IGC ω = 0.744, LEN ω = 0.949, PSO ω = 0.763, ICO ω = 0.758, MET ω = 0.796, ITE ω = 0.814; estos valores son indicativos de buena consistencia interna.
Por último, se analizó la validez de constructo a través de diferencias de grupos conocidos para evaluar la capacidad del instrumento para discriminar entre grupos. El primer grupo estuvo constituido por 81 participantes (60.5 % mujeres) de entre 18 a 24 años de edad (M = 19.19, DE = 1.62) estudiantes de la Universidad de la Sierra Juárez (UNSIJ) del Municipio de Ixtlán del Juárez. El segundo grupo incluyó a 40 participantes (87.5 % hombres) de entre 15 a 20 años (M=16.62, DE=1.23), estudiantes del taller de música del Centro de Integración Social No. 8 (CIS08). El tercer grupo se conformó por 58 participantes (70.7 % hombres) de entre 15 a 32 años (M = 16.74, DE = 2.44), estudiantes del Bachillerato Musical Comunitario no. 40 (BMC40); ambas instituciones se ubican en el Municipio de San Bartolomé Zoogocho.
El grupo UNSIJ se conformó por estudiantes que provienen de comunidades zapotecas, quienes se enfocan principalmente en sus estudios universitarios, lo que los aleja temporalmente de sus entornos comunitarios. En contraste, quienes cursan el taller de música en el CIS08 y el BMC40, participan de manera activa en las prácticas comunitarias zapotecas. Por ello, se planteó como hipótesis que el grupo UNSIJ presenta menores indicadores de Involucramiento en Prácticas Comunitarias Zapotecas respecto a los grupos CIS08 y BMC40. Para probar esta hipótesis, se realizaron pruebas de comparación mediante H de Kruskal Wallis, que se presentan en la tabla 4.
Los resultados revelan diferencias significativas en la puntuación total de la EIPCZ entre los tres grupos (H (2) = 40.58, p < 0.001), con tamaño del efecto grande f= 0.53) y poder estadístico de 0.99; también se identificaron diferencias entre los tres grupos para el factor IAC (H (2) =34.27, p < 0.001), con tamaño del efecto grande (f = 0.47) y poder estadístico post hoc (a = .05) de 0.99. Respecto a IGC, se encontraron diferencias entre los tres grupos (H (2) =15.89,p < 0.001), con tamaño del efecto mediano f = .29) y poder estadístico de 0.99. Para LEN se hallaron diferencias (H (2) =33.73, p < 0.001) con tamaño del efecto grande (f = 0.47) y poder estadístico de 0.99. Las diferencias, además, se presentaron en PSO (H (2) =10.71, p < .01) con tamaño del efecto pequeño (f = .24) y poder estadístico de 0.83, mientras que en MET (H (2) =18.52) p < .001) el tamaño del efecto fue mediano f = 0.53) y poder estadístico de 0.99.
Tabla 4
Prueba de diferencias de grupos conocidos
[i]Nota. UNSIJ: grupo conformado por estudiantes cuyo origen son diversas comunidades zapotecas de la Sierra Norte de Oaxaca, pero que realizan sus estudios universitarios en la Universidad de la Sierra Juárez. CIS08: conformado por estudiantes que cursan el taller de música en el Centro de Integración Social No. 8 de San Bartolomé Zoogocho. BMC40: conformado por estudiantes que cursan sus estudios en el Bachillerato Musical Comunitario de San Bartolomé Zoogocho. IAC: Involucramiento en actividades culturales, IGC: Involucramiento en grupos culturales, LEN: Lengua indígena, PSO: Prácticas solidarias, ICO: Involucramiento comunitario, MET: Medicina tradicional, ITE: Involucramiento con el territorio, EIPCZ: Escala de Involucramiento en Prácticas Comunitarias Zapotecas.
El análisis post hoc con Games Howell permitió identificar que los grupos CIS08 y BMC40 presentaron puntuaciones significativamente mayores que el grupo UNSIJ, tanto en la puntuación general (EIPCZ), como en los factores IAC, IGC, LEN, PSO y MET. Estos resultados apoyan la hipótesis de que los estudiantes de la UNSIJ muestran menores indicadores de involucramiento en prácticas comunitarias. En contraste, los estudiantes de CIS08 y BMC40, quienes permanecen en sus comunidades, tienen un mayor involucramiento en estas prácticas. De esta manera, se concluye que la escala es capaz de discriminar entre grupos con diferentes niveles de involucramiento en prácticas comunitarias.
Discusión
Esta investigación tuvo como objetivo construir y buscar evidencias de validez de la EIPCZ. Uno de las principales contribuciones de este trabajo es al campo de la psicología cultural y comunitaria; sobre esto, Gutiérrez-Carmona et al. (2019) destacan que el desarrollo de instrumentos psicológicos para pueblos indígenas resulta fundamental, toda vez que las escalas elaboradas desde paradigmas occidentales no reflejan las particularidades culturales de comunidades históricamente marginadas. Además, Rojas (2016) sostiene que las personas inmersas en las dinámicas comunitarias son quienes mejor pueden evidenciar la manifestación del atributo de interés. Con base en esto, la EIPCZ incorpora ítems construidos a partir de entrevistas con integrantes de las comunidades zapotecas, lo que favorece la validez de contenido y reduce posibles sesgos etnocéntricos.
Desde una perspectiva metodológica, el diseño en tres etapas constituye una fortaleza del estudio. Este procedimiento permitió refinar los ítems, garantizar su adecuación cultural y evaluar la estructura factorial desde diferentes modelos (factores correlacionados, segundo orden y bifactorial).
Estas prácticas se alinean con las recomendaciones metodológicas para la construcción y validación de instrumentos de medición en el campo de la psicología y las ciencias sociales (Ato et al., 2013; Boateng et al., 2018).
Para refinar la escala, se eliminaron ítems con base en distintos criterios: su capacidad para discriminar entre grupos (C032), la consistencia interna en relación con el factor teórico correspondiente (GC13, LE23, MT39 y TE44) y los resultados del AFE (GC8, GC9, IC16, IC17, IC18, PS28, CO33 y TE41). La exclusión de estos reactivos se explica porque a) indagaban actividades que no eran prácticas comunes para todos los participantes, b) presentaban redacciones ambiguas al aludir a conceptos abstractos o c) evaluaban opiniones en lugar de conductas específicas. En este sentido, Reyes Lagunes (1993) sostiene que un instrumento de medición debe recoger una muestra representativa de conductas que reflejen de manera precisa el atributo de interés, mientras que Rivero (2008) enfatiza en la pertinencia de formular ítems que trasciendan las opiniones generales y permitan valorar la participación de las personas en actividades específicas.
Las evidencias obtenidas desde cuatro modelos de AFC con índices de ajuste satisfactorios, son indicativos de la robustez del instrumento. Por otra parte, se tomó la decisión de conservar algunos ítems (PS27 y PS28) por su relevancia conceptual, lo que resalta la importancia de equilibrar criterios empíricos y teóricos en la construcción de instrumentos de medición (Cole et al., 2005; Crede & Harms, 2019; Dominguez-Lara, 2019; Li, 2015).
Los resultados también mostraron que los factores de la escala presentan correlaciones bajas a moderadas entre sí, lo que indica que el involu-cramiento comunitario es un constructo multidimensional. Además, las correlaciones moderadas y altas entre cada factor y la puntuación total indican que el instrumento también puede concebirse como un modelo de segundo orden. La estructura factorial multidimensional, así como el modelo de segundo orden, se ha documentado en otros instrumentos validados en poblaciones indígenas. Gutiérrez-Carmona et al. (2019) identificaron cinco dimensiones para evaluar el bienestar en pueblos Lickan-Antay en Chile (armonía interna, vida comunitaria, sociedad, desarrollo étnico-cultural, armonía con la naturaleza), mientras que Caqueo-Urizar et al., (2014), al evaluar el involucramiento con la cultura Aymara, distinguieron seis dimensiones (uso familiar de la lengua, celebraciones tradicionales, bailes, labores tradicionales, música, uso personal de la lengua) y un factor general.
El análisis de validez de constructo a través de grupos conocidos refuerza estos hallazgos. La escala comparó a estudiantes universitarios, quienes mostraron menor involucramiento en prácticas comunitarias debido a su residencia fuera de sus localidades, y estudiantes de bachillerato y talleres de música, cuya vida cotidiana tiene mayor integración con las prácticas comunitarias. Estos resultados, además de aportar evidencias de validez para el modelo de factores correlacionados de la escala, ofrece indicios sobre la influencia de factores contextuales, como la migración, en la continuidad del involucramiento comunitario. Sobre esto, Urteaga Castro-Pozo (2011) señala que los jóvenes que migran de comunidades indígenas incorporan nuevos elementos culturales al entrar en contacto con otras formas de vida, lo que puede disminuir su participación en prácticas locales. Por su parte, Bautista y Juárez (2016) destacan que los jóvenes que permanecen en comunidades con presencia de prácticas comunitarias tienden a integrarse paulatinamente a dichos procesos.
Limitaciones
Entre las limitaciones de este estudio, se destaca que, a pesar de los esfuerzos por garantizar la representatividad, la muestra empleada no refleja la diversidad existente entre las comunidades zapotecas. Además, es posible que algunas prácticas comunitarias varíen entre regiones, como ocurre con la lengua, lo que sugiere la necesidad de adaptar y revisar periódicamente el instrumento.
Futuras líneas de investigación
Se sugiere adaptar y aplicar la EIPCZ en muestras amplias y diversas de población zapoteca, así como en otras comunidades indígenas, para explorar su potencial comparativo. También se recomienda realizar estudios longitudinales para analizar el cambio del involucramiento comunitario a lo largo del tiempo y su relación con indicadores de bienestar, identidad cultural, resiliencia o compromiso ambiental. La escala podría ser útil para el diseño de intervenciones comunitarias, programas de fortalecimiento cultural y políticas públicas orientadas a la salud, educación y sustentabilidad territorial.
Conclusiones
La validación del instrumento resultó en una escala de 31 reactivos agrupados en siete factores. La EIPCZ se constituye como una herramienta sólida, válida y culturalmente pertinente para profesionales de la psicología, la salud y las ciencias sociales interesados en evaluaciones e intervenciones culturales y comunitarias. Asimismo, su aplicabilidad puede extenderse a estudios comparativos entre diferentes comunidades indígenas. En conjunto, su desarrollo y validación representan un aporte para la evaluación de constructos culturales en psicología y contribuyen a visibilizar la riqueza de las prácticas comunitarias zapotecas como expresiones psicológicas de la identidad, cohesión social y memoria de estas comunidades.
