Trabajo Final Segundo Taller

Trabajo en Taller 2-Sesión12
1. Estrategia para la recopilación de la información
Para presentar la estrategia para recopilar la información tenemos que tener presente lo siguiente:
a) La naturaleza de los datos a analizar es de tipo Ex post facto puesto que fueron test que se aplicaron el ciclo escolar inmediato anterior.
b) Se aplicará el método de división por mitades para estimar la confiabilidad, haciendo uso de la prueba estadística de correlación de Rangos de Spearman.
Derivado de lo anterior presentaremos los requerimientos para recopilar la información tal como nos lo refiere Siegel (1980: 236-242), para poder aplicar el análisis de correlación:
I. Se necesita que los individuos se ordenen en dos series ordenadas. En nuestro caso las dos series serán las dos partes en las que se partirá el test, a las cuales llamaremos “parte par” y “parte impar”, tal como nos lo refiere Brown (1988)
II. Se anota, para cada sujeto, su rango en la parte par y en la impar
III. Se determinan las diferencias entre los rangos por cada sujeto (di)
IV. Se eleva al cuadrado cada di y se obtiene su sumatoria
V. Se sustituyen los valores en la fórmula:


Donde:
rs = coeficiente de correlación de Spearman.
SX2 = sumatoria de los cuadrados de la parte A
SY2= sumatoria de los cuadrados de la parte B
Entonces, ya que necesitamos resolver para tal fórmula, necesitamos:
c) A cada test de cada alumno se le asignará una clave o un folio para identificarlo. Este folio comenzará en el numeral 01 hasta 95 (ya que son 95 sujetos)
d) En una hoja de cálculo de excell se diseñará una hoja para el registro de las respuestas de los sujetos y obtener su calificación en cada factor. Se diseñarán tres hojas de cálculo para el registro, ya que tenemos 3 test.
e) En la primera columna se escribirá el folio correspondiente a cada alumno. Es decir, cada alumno se constituirá como un registro
f) A partir de la segunda columna se registrarán las respuestas a cada uno de los reactivos que contenga el test los reactivos se identificarán como R1, R2, R3, etc., ya que, como vimos arriba, necesitamos identificar a los pares y a los nones.
g) Como se definió en el apartado de operacionalización de las variables, las respuestas de los alumnos se capturarán con los valores 0, 1, 2. Según el valor que asigne el manual de calificación del test a cada respuesta.
h) Se obtendrán las sumatorias de los reactivos.
i) Una vez obtenidos los puntajes, tomaremos los reactivos pares y los separaremos de los reactivos nones y aplicaremos el procedimiento arriba mencionado con números romanos para obtener el índice de correlación.
2. Instrumentos para recopilación de la información
Como lo hemos mencionado los instrumentos que se constituyen como aquellos con lo que se levantaron los datos, son los instrumentos mismos que vamos a analizar técnicamente, con el fin de conocer si cumplen con las normas técnicas.
Test de 16 Factores de la Personalidad de R. Cattell
Como su nombre lo expresa, este test mide 16 factores de la personalidad. Es decir 16 variables mediante las cuales se conforma un perfil de personalidad, las cuales son:
1. Soliloquia-Sociabilidad
2. Inteligencia
3. Debilidad-Fortaleza Yóica
4. Sumisión-Dominio
5. Seriedad-Impetuosidad
6. Fuerza del superyó
7. Timidez-Audacia
8. Realismo-Sensibilidad
9. Confianza-Desconfianza
10. Objetividad-Subjetividad
11. Candidez-Astucia
12. Seguridad de sí mismo
13. Conservadurismo-Radicalismo
14. Dependencia
15. Incontrolado-Controlado
16. Tranquilidad-Tensión
Test de habilidades Mentales Primarias de Thurstone.
Este test mide 5 habilidades mentales primarias: comprensión verbal, habilidad espacial, cálculo, raciocinio, fluidez verbal. Así, el sujeto no obtiene un puntaje total de desempeño. Es decir no es como las pruebas típicas de inteligencia en las que se obtiene un puntaje total de su CI, en esta prueba se obtiene un puntaje por cada habilidad y, mediante éste, se traza un perfil de habilidades del sujeto.
De las variables causal-explicativas
Todo lo anterior nos permitirá conocer la relación que existe entre las variables de los test que son la confiabilidad y su normalización con los resultados que arrojen con el fin de que el orientador otorgue una correcta orientación a los alumnos. Es decir, deseamos comprobar que si estos test muestran ser confiables, entonces el orientador podrá dar una orientación vocacional sin errores y, por lo tanto el alumno podrá hacer la elección de la carrera que desea sin que ello lo lleve al fracaso escolar


Trabajo en Taller 2-Sesión13
Trabajo de campo

Aplicación
Observados

Entrevistados
Encuestados
Problemática
encontrada
Solución
dada
Fecha
Hora
Semestre enero- junio de 2008
Se desconoce
95
95
95
Tratándose de datos de tipo ex post facto, es decir, se tomaron pruebas que fueron aplicadas el ciclo escolar pasado, no se tiene control de aspectos como hora de aplicación e incidentes que se hayan presentado en la misma.
También se encontraron test con respuestas invalidadas o con respuestas no contestadas
En el caso de los test con anomalías en las respuestas, los mismos test sugieren calificar tales respuestas como incorrectas y así se computaron.
Dada la naturaleza de esta investigación, los criterios como registro de entrevistas, cuestionarios, etc., varían considerablemente, puesto que los datos con los que se trabajó son test que se aplicaron en el ciclo escolar pasado. No obstante, existe un procedimiento riguroso para registrar, calificar y procesar las respuestas de los test contestados por los 95 alumnos el cual se está realizando plenamente apegado a los procedimientos que establecen los expertos en esta área como Thorndike, Magnusson, o Anastasi.
El cuadro anterior nos permite retomar la pregunta que nos planteamos en la presente investigación:
¿Son confiables los test empleados en el área de orientación vocacional de la escuela preparatoria del Campus Siglo XXI y sus normas adecuadas para evitar emitir resultados distorsionados en su interpretación?
Lo anterior nos permitirá establecer relaciones causales-explicativas como si los test resultan confiables y normalizados a su población, entonces el orientador pueden brindar una orientación vocacional sin errores.


Trabajo en Taller 2-Sesión14
Cuadro Resumen
Cuadro para el test 16 FP
Variables
Tipo de variable
Número de casos por variable
rs de Spearman
Hipótesis aceptada
Factor A
Discreta
95
0.22
H1
Factor B
Discreta
95
0.98
H1
Factor C
Discreta
95
0.40
H1
Factor E
Discreta
95
0.20
H1
Factor F
Discreta
95
0.32
H1
Factor G
Discreta
95
0.96
H1
Factor H
Discreta
95
0.51
H1
Factor I
Discreta
95
0.35
H1
Factor L
Discreta
95
0.10
H0
Factor M
Discreta
95
0.10
H0
Factor N
Discreta
95
0.10
H0
Factor O
Discreta
95
0.20
H1
Factor Q1
Discreta
95
0.10
H0
Factor Q2
Discreta
95
0.40
H1
Factor Q3
Discreta
95
0.66
H1
Factor Q4
Discreta
95
0.20
H1
En virtud de que el objetivo de la investigación fue estudiar la confiabilidad y establecer las normas de interpretación de este test psicológico, no es aplicable las estadísticas de dispersión o tendencia central como media, desviación estándar, varianza, etc. En lugar de ello y por los objetivos de la investigación, se aplicó el coeficiente de correlación de rangos de Spearman
Cuadro para el test Habilidades Mentales Primarias
Variables
Tipo de variable
Número de casos por variable
rs
Hipótesis aceptada
Comprensión Verbal
Discreta
55
0.80
H1
Comprensión Espacial
Discreta
55
0.83
H1
Raciocinio
Discreta
55
0.80
H1
Manejo de Números
Discreta
55
0.71
H1
En virtud de que el objetivo de la investigación fue estudiar la confiabilidad y establecer las normas de interpretación de este test psicológico, no es aplicable las estadísticas de dispersión o tendencia central como media, desviación estándar, varianza, etc.En lugar de ello y por los objetivos de la investigación, se aplicó el coeficiente de correlación de rangos de Spearman
De las variables causales-explicativas
No obstante lo anterior, lo que podemos observar es que, por un lado el orientador vocacional puede confiar plenamente en el test de habilidades mentales primarias, pues sus índices de confiabilidad son altos.
No obstante, cuando el orientador emplee el test de los 16 factores de la personalidad de Cattell, tendrá que tomar con muchas reservas los datos que evalúan los factores L, M, N y Q1, ya que como se observa en la primera tabla son de dudosa confiabilidad.


Trabajo en Taller 2-Sesiones 15 y 16
Presentación y análisis de resultados
Confiabilidad del test 16 FP
Ya que para estimar la confiabilidad del instrumento se empleó el método de división por mitades, se realizó lo siguiente:
1. Como el test no da una puntuación total, sino 16 puntajes, hubo que estimar la confiabilidad por cada factor.
2. Para esto, de acuerdo con la ruta de calificación, por cada factor se escogieron los reactivos pares para generar un subtest “A” y con impares un subtest “B”, como lo refiere Thorndike (1978: 100-130).
3. Para relacionar dichos subtest, se empleó el método de Correlación de rangos de Spearman (Siegel, 1980: 232-236) empleando la fórmula con observaciones ligadas:
Donde:
rs= Coeficiente de correlación de rangos de Spearman
ΣX2= Sumatoria de las ligas en los rangos del subtest “A”
ΣY2= Sumatoria de las ligas en los rangos del subtest “B”
Σd2= Sumatoria de las diferencias de los rangos elevadas al cuadrado

4. Después cada rs se contrastó con la siguiente tabla para determinar la fuerza de la correlación.
Nivel de correlación
Significado
± 0.96 a ± 1.00
correlación perfecta
± 0.85 a ± 0.96
correlación fuerte
± 0.70 a ± 0.84
correlación significativa
± 0.50 a ± 0.69
correlación moderada
± 0.20 a ± 0.49
correlación débil
± 0.10 a ± 0.19
correlación muy débil
± 0.09 a ± 0.00
correlación inexistente
5. Enseguida, asumiendo un nivel de 0.05 se probó la significatividad del rs de cada factor a fin de analizar si estos valores fueron producto de la casualidad, cuando en realidad, las variables no están relacionadas. O si el valor rs fue tan grande que realmente representaba una relación entre las dos formas de subtest. Para tal fin Siegel (1980:242), recomienda que con muestras mayores de 30 sujetos se haga uso de la siguiente fórmula:
12to=rsN-21-rs2'>
Donde:
to = T de Student observada
rs = Coeficiente de correlación de Spearman
N = Número de sujetos
6. Asimismo, se determinaron los grados de libertad como sigue:
GL= n-2
GL= 95-2 = 93
7. Es importante aclarar que en este paso fue necesario plantear hipótesis estadísticas, puesto que, como se mencionó en el paso 5, se tuvo que analizar si el resultado no fue producto del azar y esto denotara que la correlación de las partes “A” y “B” en realidad fuera falsa, por lo que, para cada par de subtest “A” y “B” de los 16 factores se contrastó rs contra un valor teórico.
8. Tomando en consideración un rango de nivel de aceptación del 95% y, por lo tanto de un 0.05 de significancia para probar las hipótesis estadísticas. El valor observado (to) se contrastó en tablas (t teórica) de la distribución t de Student con el fin de aceptar o rechazar H0, esto es:
Si to > t, entonces H0 se rechaza y se acepta H1
Si to ≤ t, entonces H0 se acepta
de donde:
· Ho = La relación que existe entre los subtest “A” y “B” es producto de la casualidad, y por lo tanto esto apunta a que el test no es confiable para la población en la mide el atributo.
· H1 = La relación que existe entre los subtest “A” y “B” es significativa y por lo tanto el test es confiable para medir el atributo en la población de interés.
Este procedimiento se siguió con los 16 factores. Presentar todo el procedimiento para cada uno de los 16 factores que mide el test sería engorroso, por lo que la tabla siguiente lo resume en lo general.
Factor
rs de Spearman
interpretación
Hipótesis aceptada
A 0.22
Débil H1
B 0.98 perfecta
H1 C
0.40 Débil
H1 E 0.20
Débil H1
F 0.32
Débil H1 G 0.96 perfecta
H1 0.51 moderada H1 I 0.35
Débil H1
L 0.10 muy débil
H0 M 0.10 muy débil
H0 N 0.10 muy débil
H0 O 0.20 Débil
H1 Q1 0.10 muy débil
H0 Q2 0.40 Débil
H1 Q3 0.66 moderada
H1 Q4 0.20 Débil H1
La tabla muestra que en 12 factores se rechazó la hipótesis nula y por consecuencia se aceptó la alterna, es decir, encontramos que en estos factores el test guarda consistencia interna significativa. En otras palabras podemos afirmar, con un 95% de nivel de confianza, que los resultados de estos 12 factores no se debieron al azar o a la casualidad.
Llama la atención que de estos 12 factores, el G y el B obtuvieron una correlación perfecta. Para el investigador ingenuo este valor puede constituirse como un gran triunfo, ya que son centésimas las que le faltan a sus índices para acercarse al 1. No obstante, si revisamos la literatura científica referente a estudios de confiabilidad de este instrumento, veremos que los índices de correlación más altos que reportan se encuentran alrededor de 0.80. En otras palabras, este índice nos establece preguntas de investigación más específicas sobre este instrumento, que pueden ser resueltas en estudios posteriores.
También podemos ver en la tabla que los factores L, M, N y Q1 obtuvieron los índices de confiabilidad más bajos, los cuales se interpretan como muy débiles, pero además, presentan un índice que no es significativo.
Es curioso cómo estos cuatro factores de todos los 16 son los únicos que presentan la fuerza más débil de correlación, pero además es en los únicos en los que se acepta la hipótesis nula. Esto último nos lleva a argumentar que el test al medir estos factores en la población del Campus Siglo XXI, no midió consistentemente, ya que sus puntajes fueron muy dispersos.
A partir de ello ¿podemos decir que el test para medir estos cuatro factores no es confiable? Sería una conclusión muy apresurada contestar afirmativamente a ella, toda vez que es el primer estudio técnico de este tipo que se realiza a este test en esta población en particular, pues además recordemos que la tarea del psicólogo, incluso por ética, consiste en asegurarse de que los instrumentos que emplea para medir o evaluar son confiables y válidos para la población en los que los aplica. También hay que recordar que sólo nos limitamos a estudiar su confiabilidad, dejando afuera estudios como el análisis de reactivos. Aplicando un estudio a fondo de este tipo, estamos seguros que se podrá encontrar una explicación sólida a este fenómeno.
Aquí sólo nos limitaremos a comentar que durante el proceso de captura encontramos que hubo test con respuestas no contestadas o invalidadas por contestarse incorrectamente. Quizás este fue un factor que contribuyó para que se presentara este fenómeno en estos cuatro factores. También es conveniente recordar que siendo los datos de tipo ex post facto, no tuvimos control sobre aspectos como si los test se aplicaron en las condiciones adecuadas tal y como lo exige su manual de aplicación, lo cual apunta a ello, pues una de las recomendaciones del manual de aplicación es que cuando el testado entrega su hoja de respuestas el aplicador debe cerciorarse de que no haya respuestas sin contestar.
Insistimos, este tipo de fenómenos se podrían explicar con estudios como el presente complementados con un análisis de reactivos. Haberlo llevado en el presente trabajo hubiera rebasado nuestra capacidad en virtud del tiempo asignado al proyecto.
Confiabilidad del HMP
Este test también no presenta un puntaje global del individuo de inteligencia o de habilidad, como lo hacen otros test, sino que ofrece un puntaje del sujeto por cada una de las cinco habilidades y, mediante éstos, se elabora un perfil.
Por lo anterior, se probó la confiabilidad del instrumento por cada uno de las habilidades que mide.
De esta manera, para el test de habilidades mentales primarias de Thurstone, se empleó el mismo método que se utilizó para el test 16 FP, por ello consideramos innecesario presentar de nuevo tales pasos, en su lugar se presenta el resultado del mismo en la siguiente tabla.
Habilidad
rs
interpretación
Hipótesis aceptada
Comprensión Verbal
0.80 Significativa H1
Comprensión Espacial
0.83 Significativa H1 Raciocinio
0.80 Significativa H1 Manejo de Números
0.71 Significativa H1
Al observar la tabla lo que primero que resalta es que todos los índices se interpretaron como significativos, puesto que se encuentran arriba del 0.70. Pero, además las correlaciones resultaron significativas lo que se traduciría en que:
1) La variabilidad de los puntajes de cada habilidad, al someterlos al tratamiento de dividirlos en mitades y correlacionarlos, no fue muy amplia y, por lo tanto la fuerza de la relación es consistente apuntando a una homogeneidad.
2) Que la fuerza de esta consistencia en cada habilidad que el test mide, además no fue producto de la casualidad, puesto que el valor de la correlación se contrastó contra un valor teórico.
Quizá el hecho de que los índices de correlación son más altos en este test a diferencia de los mostrados por el 16 fp apunte a que a que el atributo de inteligencia, a diferencia del de personalidad en esta población e particular, posea más estabilidad. O, por otro lado, quizá el test 16 FP necesita adecuarse a las características muy particulares de la población del nivel medio superior del Camus Siglo XXI, por lo que realmente se necesita realizar una investigación más a fondo con todos los elementos que conforman a una estandarización a fin de adecuarlo en su totalidad. Esto puede ser estudiado por subsiguientes investigaciones.
El número de sujetos que constituyó la muestra para la estimación de la confiabilidad del instrumento podría argumentarse como un factor determinante para objetar estor resultados a favor del sesgo. No obstante, apegándonos a lo que Daniel (1988:108) establece, diríamos que el número es más que suficiente para un estudio como el que llevamos a cabo. Este autor refiere que 25 sujetos que constituyan una población comienza a ser suficiente para comenzar a establecer parámetros poblacionales. A este número, se le considera como un tamaño débil, sin embargo suficiente.
En nuestro caso tenemos n= 55, número que en términos de este autor se le considera alto.
* * *
Establecimiento de las normas de interpretación
Normas para el 16 FP
Como se mencionó en el apartado anterior para llevar a cabo el modelo de normalización se empleó el de estenes, el cual divide a la distribución en 10 partes. Se tomó este modelo en virtud de que en la prueba para la elaboración del perfil se emplea un modelo de estenes.
La siguiente tabla muestra el modelo que se adoptó con sus respectivos porcentajes y límites para cada categoría o estén.
estén
porcentaje
Porcentaje acumulado
Límite inferior
Límite superior
1 2.3 2.3 0 2.3 2
4.4 6.7 2.31 6.7
3 9.2 15.9 6.71
15.9 4 15 30.9
15.91 30.9 5
19.7 50 30.91 50.5
6 19.7 69.1 50.51 69.1
7 15 84.1 69.11 84.1 8
9.2 93.3 84.11 93.3 9
4.4 97.7 93.31 97.7 10 2.3
100 97.71 100
Así, para adecuar los puntajes de los alumnos a esta tabla se calcularon los fractiles con la siguiente fórmula:
fp = L + (((pn-fa)/f) i)
Donde:
fp: fractil correspondiente a la proporción definida en el límite superior del modelo adoptado.
L: Límite inferior exacto de la calificación que contiene a pn.
pn: proporción correspondiente al fractil.
fa: frecuencia acumulada hasta antes de la calificación que contiene a pn.
f: frecuencia simple de la calificación que contiene a pn.
i: tamaño del intervalo.
A continuación se presentará el proceso que se resolvió para establecer las normas del factor “A” a manera de ejemplo, ya que presentar el proceso para todos los factores resultaría tedioso. Así:
1. Se obtuvo la distribución de frecuencias de los puntajes del factor.
Puntaje en el factor A
Frecuencia
Frecuencia Acumulada

2. Esta tabla muestra en orden ascendente los puntajes obtenidos por los sujetos en el factor “A”, así como su frecuencia simple y acumulada. Con la fórmula del paso uno y esta tabla se procedió a calcular pn, para lo cual en primer lugar se dividió el límite superior del intervalo del modelo de estenes entre 100, después el resultado se multiplicó por el número total de sujetos (95).
3. Con estos elementos se procedió a sustituir en la fórmula. Así, para el factor “A”:
estén
Límite inferior
Límite superior
Ls/100
Pn
L
fa
f
fp
1
0
2.3
0.02
2.19
5.5
1
6
5
2
2.31
6.7
0.07
6.37
6.5
4
5
7
3
6.71
15.9
0.16
15.1
8.5
14
5
8
4
15.91
30.9
0.31
29.4
9.5
19
13
10
5
30.91
50.5
0.51
48
11.5
46
11
11
6
50.51
69.1
0.69
65.6
12.5
57
8
13
7
69.11
84.1
0.84
79.9
14.5
76
7
15
8
84.11
93.3
0.93
88.6
15.5
83
8
16
9
93.31
97.7
0.98
92.8
17.5
91
4
18
10
97.71
100
1.00
95
17.5
91
4
18
Es decir:
fp = L + (((pn-fa)/f) i), fp = 5.5 + (((2.19 - 1)/6) 1) = 5
fp = 6.5 + (((6.37 - 4)/5) 1) = 7
y así sucesivamente.
En virtud de que presentar este procedimiento para los 16 factores abarcaría demasiado espacio, a continuación presentamos la:
Tabla de normas de interpretación para el test 16 FP aplicables a la población del nivel medio superior del Campus Siglo XXI

Factor
Estenes
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
A
0-5
6-7
8
9-10
11
12-13
14-15
16
17-18
19-20
B
0-5
6-9
10-11
12
13-14
15
16-17
18-19
20
21
C
0-3
4-11
12
13
14-15
16-29
20
21-22
23-24
25
E
0-4
5-6
7-8
9-10
11-12
13-14
15-16
17-18
19-20
21
F
0-7
8
9-12
13-14
15-16
17-18
19-21
22
23-24
25
G
0-3
4
5-7
8
9-11
12
13-14
15
16
17-20
H
0-3
4-6
7-10
11-13
14-15
16-18
19-21
22-23
24-25
26
I
0-5
6
7
8-9
10-11
12-13
14
15-16
17
18-20
L
0-4
5
6-7
8
9-10
11-12
13
14
-
15-20
M
0-1
2
3-4
5
6-7
8-9
10
11-12
-
13-20
N
0-2
3-4
5
6-7
8-9
10-11
12
13-15
16
17-20
O
0-1
2-4
5-7
8
9-10
11-12
13-15
16
17-21
22-23
Q1
0-3
4
5-6
7
8-9
10
11-12
13
14
16-20
Q2
0-4
5-6
7
8-9
10-11
12
13
14-15
16-17
18-20
Q3
0-3
4-5
6-7
8-9
10
11-12
13
14-15
16
17-20
Q4
0-2
3-5
6-8
9-10
11-12
13-14
15-17
18-19
20-21
22-24
De esta manera esta tabla muestra las normas institucionales que pueden ser empleadas para la comparación de las puntuaciones de un alumno en particular de la población del Campus Siglo XXI, lo que nos permite argumentar que la información que emplee el orientador vocacional para la elaboración del perfil del alumno, empleando esta tabla de normas para presentar información al alumno acerca de sus fortalezas y de sus debilidades, estará apegada a las características muy particulares de su población.
Un dato curioso que podemos observar es que en los factores L y M, en el estén 9 queda vacío, lo que apunta a que la distribución en la población de estos factores es un tanto irregular. Lo que queda para posteriores investigaciones.
Normas para el HMP
Para normalizar este test se empleó el modelo estanina, el cual divide a la distribución en nueve partes. La siguiente tabla muestra el modelo que se adoptó con sus respectivos porcentajes y límites para cada categoría o estanina.
Estanina
porcentaje
Porcentaje acumulado
Límite inferior
Límite superior
1
4
4
0.00
4.50
2
7
11
4.51
11.50
3
12
23
11.51
23.50
4
17
40
23.51
40.50
5
20
60
40.51
60.50
6
17
77
60.51
77.50
7
12
89
77.51
89.50
8
7
96
89.51
96.50
9
4
100
96.51
100.00
También, para adecuar los puntajes de los alumnos a esta tabla se calcularon los fractiles con la fórmula que se empleó para calcularlos en el caso del test de 16 fp. Por lo anterior, sólo presentaremos las normas, en virtud de que se aplicó el mismo procedimiento.
Estanina
Comprensión verbal
Comprensión especial
Raciocinio
Habilidad numérica
Fluidez Verbal
1
0-7
--
--
--
0 – 2
2
8-15
--
--
--
3 – 13
3
16 – 18
--
0 – 7
0 – 8
14 – 18
4
19 – 21
--
8 – 10
9 – 12
19 – 34
5
22 – 24
0 – 13
11 – 12
13 – 15
35 – 42
6
25 – 27
14 – 21
13 – 15
16 – 19
43 – 55
7
28 – 30
22- 30
16 – 18
20 – 23
56 – 92
8
31 – 34
31 – 40
19 – 20
24 – 30
93 – 97
9
35 – 40
41 - 50
21 - 28
31 - 40
98 - 100
Es evidente en esta tabla las cancelaciones en las primeras estaninas de las habilidades Comprensión espacial, Raciocinio y Habilidad numérica, de manera muy superficial podemos decir que esta población tiende en estas habilidades hacia los puntajes altos. Posteriores estudios pueden fortalecer esta aseveración.
Finalmente, en la tabla se muestra las normas institucionales que puede emplear el orientador vocacional para interpretar los puntajes brutos de los alumnos en cada una de las habilidades. La ventaja de esta tabla es que emana de las características particulares de los estudiantes del nivel medio superior del Campus Siglo XXI.
Conclusiones y Sugerencias
A partir de los resultados que encontramos y su respectivo análisis, sólo nos queda concluir:
Las variables que se involucraron en nuestra pregunta tentativa a la pregunta de investigación, o sea la hipótesis, nos permiten concluir bajo un esquema explicativo relacional entre las variables.
En otras palabras la confiabilidad que mostraron los dos test estudiados nos permiten concluir que el orientador puede confiar en los resultados que arroje este test y mediante éstos puede dar una orientación sin errores a los alumnos. No obstante, debe tener reservas en los factores L, M, N y Q1, ya que necesitan más estudios sobre su confiabilidad.
El orientador vocacional puede emplear con toda confianza el test de habilidades mentales primarias, ya que mostró ser un instrumento altamente confiable. O sea la ventaja de que el orientador emplee este instrumento para elaborar el perfil de aptitudes del alumno para que tome una decisión sobre qué estudiar, es que “mide” sin error, es decir, presenta resultados confiables.
Por otro lado, al adaptar las normas de interpretación de los dos test a las características muy particulares de los alumnos del nivel medio superior del Campus Siglo XXI, y que además, ya pueden ser empleadas por el orientador para transformar los puntajes brutos, se está brindando una herramienta poderosísima al orientador ya que, los resultados que ofrezca a sus alumnos no se encontraran con error o sesgados, puesto que emanan de la población del sujeto.
En general, con estos dos instrumentos que ya nos podemos atrever a asegurar que son confiables y normalizados, la tarea de la orientación vocacional se realizará sin error y podemos estar seguros que las decisiones que el alumno tome para estudiar alguna profesión, tomando en cuenta los resultados arrojados por su perfil en estos dos test psicológicos, no lo llevarán al fracaso escolar.
Finalmente y derivado de lo anterior, retomamos las preguntas de investigación planteadas al inicio del presente trabajo sobre si serán confiables las dos pruebas psicológicas empleadas en la orientación vocacional en el Campus Siglo XXI, contestaríamos que:
1. El test de Habilidades Mentales Primarias de Thurstone es confiable
2. El test 16 Factores de la personalidad de Cattell es confiable, con reservas de los factores L, M, N y Q1
¿Es posible adecuar las normas de interpretación de estos dos test a las características de la población particular del nivel medio superior del Campus Siglo XXI? Contestaríamos que las tablas de normas en este trabajo obtenidas para la interpretación de puntajes son adecuadas a las características particulares de la población de estudio y por lo tanto a partir de ellas el orientador vocacional puede confiar en los resultados que brinde al alumno, pues ya no contendrán errores de interpretación.
Como conclusión final y conforme a las hipótesis planteadas:
Se acepta la hipótesis: los test 16 factores de la personalidad y el test de habilidades mentales primarias son confiables.
Se acepta la hipótesis: es posible adaptar las normas de interpretación del test 16 factores de la personalidad y el test de habilidades mentales primarias a las características de la población del nivel medio superior del Campus Siglo XXI.

No obstante lo anterior concluiremos muy puntualmente
1.- Con un 95% de nivel de confianza se concluye que el test de 16 factores de la personalidad de Cattell en los factores A, B, C, E, F, G, H, I, O, Q2,Q3 y Q4 presentan un índice de confiabilidad significativo.
2.- Con relación a lo anterior encontramos que los factores G, lealtad grupal, y B, inteligencia, obtuvieron un índice significativo de confiabilidad, pero además interpretable como perfecto.
3.- Los factores L, M, N y Q1 obtuvieron un índice de confiabilidad muy débil y además no significativo, lo que apunta a que dicho índice se encuentra afectado por factores de índole fortuito que es preciso analizar con otras metodologías como el análisis de reactivos, así como análisis de la validez del instrumento en estos factores. Incluso, al establecer sus normas de interpretación vimos que los factores L y M, presentan “huecos” en su distribución.
4.- Se concluye que el estudio de normalización del Test de los 16 Factores de la Personalidad de Cattell nos permitió establecer las normas de interpretación adecuadas a la población del nivel medio superior del Campus Siglo XXI.
5.- Con un nivel de confianza de 95% se concluye que el test de Habilidades Mentales Primarias de Thurstone presenta una consistencia interna en las habilidades que mide. Además sus índices de confiabilidad fueron más altos que los índices de confiabilidad del test de 16 factores de personalidad.
6.- El estudio de normalización del test de Habilidades Mentales Primarias de Thurstone nos permitió establecer normas de interpretación adecuadas a la población del nivel medio superior del Campus Siglo XXI.
7.- La semejanza en los resultados encontrados en el test HMP con relación al factor B, inteligencia, del 16 FP, nos llevan a concluir que en la población estudiada parecería que la variable inteligencia está distribuida de una manera regular.
En virtud de lo anterior proponemos las siguientes sugerencias
1
En el caso particular del test 16 FP se sugiere realizar estudios específicos en los reactivos que miden a los factores B y G en virtud de lo que aquí se encontró. Asimismo se sugiere un análisis de los reactivos que miden los factores L, M, N y Q1 del test 16 FP con el fin de conocer cuál es su comportamiento en esta población en particular.
2
En general, se sugiere que para este test se realice un estudio de estandarización con el fin de conocer si se necesita adecuar en su totalidad, a la población del nivel medio superior del Campus Siglo XXI.
3
Se sugiere actualizar las normas de interpretación de estos test, por lo menos cada tres años.
4
Se sugiere a las autoridades responsables del área de orientación educativa que en las subsecuentes aplicaciones se respete el procedimiento que cada test sugiere, ya que, como se observó existieron diversas anomalías al momento de capturar la información.
5
Se sugiere emplear otros puntajes externos para aplicar estudios de confiabilidad utilizando el método de formas paralelas.