O-LIFE-R
Escala reducida de esquizotipia

O-LIFE (Oxford-Liverpool Inventory of Feelings and Experiences) es un instrumento elaborado por Oliver Mason, Gordon Claridge y Mike Jackson para medir la esquizotipia. Se ha realizado una adaptación española del mismo en la Universidad de Barcelona y en la Universidad Autónoma de Barcelona, cuyo estudio ha mostrado una estructura factorial casi idéntica a la del original y unas características psicométricas también muy similares. La extensión del O-LIFE en esa versión completa (159 items) dificulta su utilización para determinados propósitos, por lo que se ha construido una versión reducida de 32 items cuyas cualidades psicométricas se exponen a continuación.

Inicialmente se seleccionaron los diez items con mayores pesos factoriales en cada escala del O-LIFE, dando lugar a un cuestionario de 40 items.

El cuestionario fue administrado a un total de 560 personas, en su mayoría estudiantes de diferentes facultades de la Universidad de Barcelona y de la Universidad Autónoma de Barcelona. Su edad media era de 20.5 años (s=3.8). El mayor porcentaje de ellos (21.3%) tenía 18 años, que también era la edad mínima, y la persona de mayor edad tenía 46 años. La mayoría de los sujetos no sobrepasaba los 25 años (94.1%). La distribución por sexos indicaba una mayor cantidad de mujeres (69%).

Se aplicó en primer lugar un análisis factorial sobre todos los ítems del cuestionario. Como en los que siguieron después, se extrajeron 4 componentes principales que fueron rotados por el método VARIMAX. En este primer análisis el determinante de la matriz de correlaciones fue 0.0009, el valor KMO fue 0.79, y el del test de esfericidad de Bartlett fue de 3591.74 (p<0.00001). Seis de los items (15%) tenían valores KMO inferiores a 0.7. El examen del gráfico de sedimentación mostró que la solución de cuatro factores era apropiada, puesto que a partir del quinto la varianza explicada por los factores disminuía de manera mucho más gradual. El porcentaje de varianza explicada por los cuatro primeros factores era 30.5 (11.3 el primero, 7.9 el segundo, 6.1 el tercero y 5.2 el cuarto; siendo sus autovalores respectivos: 4.55, 3.14, 2.45 y 2.08). 19 de los ítems tenían comunalidades inferiores a 0.3, siendo la de cinco de ellos inferior a 0.2. Al examinar la matriz de correlaciones reproducidas se encontraron 234 residuales (30%) con valor absoluto superior a 0.05. En la matriz factorial rotada los pesos de los items se distribuyeron entre los factores tal como cabía esperar de acuerdo con su distribución en la escala total, siendo aquellos interpretados como "experiencias inusuales", "desorganización cognitiva", "anhedonia introvertida" y "disconformidad impulsiva". A continuación se hicieron estimaciones de fiabilidad, a través del coeficiente alfa, para el conjunto de los 40 items de la escala de esquizotipia (0.71) y para cada una de las subescalas conformadas por la solución factorial (0.76, 0.74, 0.12 y 0.52, respectivamente).

Se probaron a continuación los mismos análisis sobre un nuevo conjunto de items resultante de la eliminación de aquellos con una comunalidad inferior a 0.3 (19). Pese a que el porcentaje de varianza explicado por los cuatro factores se elevó notablemente, otros valores no fueron mejores que los encontrados en la escala de 40 items. De nuevo, el examen del gráfico de sedimentación mostraba que la soución de cuatro factores era adecuada. El determinante de la matriz de correlaciones fue 0.03, el valor KMO fue 0.75, y el del test de esfericidad de Bartlett fue de 1827.68 (p<0.0001). Tres de los items (14%) tenían valores KMO inferiores a 0.7. El porcentaje de varianza explicada por los cuatro factores era del 43% (15.6 el primero, 10.9 el segundo, 8.8 el tercero y 7.7 el cuarto; siendo sus autovalores respectivos: 3.27, 2.28, 1.85 y 1.6). Ninguno de los items tenía comunalidad inferior a 0.3. En la matriz de correlaciones reproducidas se encontraron 77 residuales (36%) con valor absoluto superior a 0.05. También ahora los pesos de los items se distribuyeron entre los factores, en la matriz rotada, tal como cabía esperar de acuerdo con su distribución en la escala total, pero el factor de desorganización cognitiva (segundo en el análisis anterior) pasó a ocupar el tercer lugar, y el tercero del análisis anterior ocupó el segundo en éste (anhedonia introvertida). Las estimaciones de fiabilidad, a través del coeficiente alfa, para el conjunto de los items de la escala de esquizotipia y para cada una de las subescalas conformadas por la solución factorial ofrecieron valores de 0.64 para el agregado de todos los items (ahora reducido a 21), 0.71 para la subescala de experiencias inusuales (ahora con 7 items), 0.15 para anhedonia introvertida, 0.68 para desorganización cognitiva y 0.53 para disconformidad impulsiva.

Dado que esta solución tampoco resultó satisfactoria, puesto que aumentaba el porcentaje de residuales con valor absoluto mayor que 0.05 en la matriz de correlaciones reproducidas, disminuía el índice KMO global y se alteraba el orden de los factores de la escala original, se probó una nueva composición de items suprimiendo, de los 40 iniciales, sólo aquellos cuya comunalidad en el primer análisis factorial no era mayor que 0.2. De los cinco elementos que cumplían esta condición, cuatro pertenecían a la escala de disconformidad impulsiva y uno a la de anhedonia introvertida. El determinante de la nueva matriz de correlaciones fue 0.0018, el valor KMO fue 0.8, y el del test de esfericidad de Bartlett fue de 3236.94 (p<0.00001). Cuatro de los items (11%) tenían valores KMO inferiores a 0.7. El porcentaje de varianza explicada por los cuatro factores era del 33.8% (12.7 el primero, 8.6 el segundo, 6.7 el tercero y 5.7 el cuarto; siendo sus autovalores respectivos:4.44, 3.01, 2.35 y 2). En esta nueva extracción, como en las anteriores, el gráfico de sedimentación volvió a mostrar que la solución de cuatro factores era apropiada. Ninguno de los items tenía comunalidad inferior a 0.2. El 30% (180) de los residuales en la matriz de correlaciones reproducidas tenían valor absoluto superior a 0.05. Una vez más, los pesos de los items se distribuyeron entre los factores en la matriz rotada tal como cabía esperar de acuerdo con su distribución en la escala total, recuperándose, además el orden inicial. El conjunto de los items de la escala de esquizotipia (ahora 35) tenía un coeficiente alfa de 0.72. La escala de experiencias inusuales (10 items) de 0.76; la escala de desorganización cognitiva (10 items) de 0.74; la escala de anhedonia introvertida (9 items) de 0.2, y la escala de disconformidad impulsiva (6 items) de 0.59.

De las tres posibles composiciones (40 items, 21 items y 35 items) se escogió finalmente la tercera, por ser aquella en la que se alcanzaban mayores coeficientes de fiabilidad tanto para la escala global como para las subescalas; siendo además la que ofrecía mejores índices KMO y el porcentaje de residuales más bajo (igual, no obstante, que en la escala de 40 items). En la escala de 21 items es donde la solución de cuatro factores explica un mayor porcentaje de varianza, pero es la que ofrece peores indicadores de fiabilidad, residuales y valores KMO.

Con la finalidad de mejorar la fiabilidad de la escala de anhedonia introvertida se procedió a calcular el coeficiente alfa resultante de la eliminación de cada uno de sus items. La eliminación de tres de ellos hacía que el coeficiente mejorase notablemente, pasando a 0.67. Se procedió de igual manera con la escala de disconformidad impulsiva, pero el coeficiente obtenido no se incrementaba con la supresión de ninguno de sus items. La nueva composición del cuestionario (32 items) fue analizada factorialmente de nuevo, encontrando un determinante de 0.004 en la matriz de correlaciones, un valor KMO de 0.8 y una valor de 2794.66 para el test de esfericidad de Bartlett (p<0.00001). Cuatro de los items (12%) tenían valores KMO inferiores a 0.7. El gráfico de sedimentación volvió a mostrar la solución de cuatro factores como adecuada, explicando el 34.7% de la varianza (13.4% el primer factor, 8.4% el segundo, 6.8% el tercero y 6% el cuarto), siendo sus autovalores respectivos: 4.29, 2.7, 2.18 y 1.93. El 32% (162) de los residuales de las correlaciones reproducidas era mayor que 0.05. La distribución de los pesos de los items en la matriz de factores rotados se correspondía con su distribución en la escala original.

La siguiente tabla muestra el resumen de este último análisis; figura recoge el gráfico de sedimentación.

En las figuras siguientes se representan las distribuciones de frecuencias de las puntuaciones factoriales en cada escala. La tabla muestra la curtosis, simetría y prueba de Kolmogorov-Smirnov, para evaluar la bondad de ajuste respecto a la curva normal de cada una de ellas.

Las escalas de experiencias inusuales y anhedonia introvertida, sobre todo ésta última, se apartaron significativamente de la normalidad. En la escala de experiencias inusuales predominan las puntuaciones altas, lo que lleva a una asimetría negativa. En la escala de anhedonia introvertida, por el contrario, predominan las puntuaciones muy bajas, dando lugar a una distribución leptocúrtica con una marcada asimetría positiva. En las otras dos escalas, desorganización cognitiva y disconformidad impulsiva, las distribuciones observadas pueden considerarse normales.