Análisis de credibilidad de seis fuentes de información, usando la comparación por pares

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SECCION DE CIENCIAS SOCIALES SECCION DE CIENCIAS SOCIALES 
ANALISIS DE CREDIBILIDAD DE SEIS 
FUENTES DE INFORMACION USANDD 
LA COMPARACION POR PARES * 
EOUARDO RAMOS L.OPEZ "'* 
INTRODUCCION 
En e1 mes de septiembre de 1965 se completo In segunda fase 
de una investigacion sobre Ia difusion de innovaciones agricolas 
en tres veredas colombianas. *** 
Uno de los propositos de esta segunda fase de la investiga-
cion fue el de reentrevistar los mismos 160 respondientes de Ia pri-
mera fase. De Ia muestra original de 160, un total de 130 fueron 
reentrevistados con exito. Los datos que aqui se presentan COl"l'es-
ponden a estos 130 respondientes. 
E1 objetivo principal del presente articulo es el de ilushar, 
el uso del metodo de comparacion pOl' pares (1), con los datos 
obtenidos en Colombia, para mediI' In crcdibilidad sobre diversas 
fuentes de informacion entre campesinos. Crcrlibilidad fue defi-
nida como el grado en el eua! un incliyiduo considera como exacta 
una fuente de comunicncion. El presente anaHsis no intenta. dis-
tinguir las dimensiones de seguridad, cualificacion y dinamismo 
sugeridas pOl' Lemert (5). 
,;, Contribuci6n del Prog-rama Nncional de Comunienci()n dt' ~[asn:5, 
ICA . 
':":. Soci61og;o Agreg-ado, Departamento elL' Cicncins Soci:"lh'~, Instit.lto 
Colombinno Agl'opecunrio, ICA ~. l\Iast.er of Arts en Comunicncion, Michi-
~:ln St<ltc University. 
,' .. ''-' In\'e~tignci6n pntrocinnrla principnlnH:'ntL' porIa Fnc\lltnd dt, ~ (\':' i (l­
logla de In Universiduel Nncional de Columbia. "I Programn Intl'I'nml'l'I '.:' alln 
de Informacic'in POlllllal' (Cos ta Rica) y The AgTi("lIltlll'nl D('\'('lopment Coun-
cil (Estados Unidos), 
- 3H9-
ANALISIS DE CREDIBILIDAD DE SEIS 
FUENTES DE INFORMACION USANDD 
LA COMPARACION POR PARES * 
EOUARDO RAMOS L.OPEZ "'* 
INTRODUCCION 
En e1 mes de septiembre de 1965 se completo In segunda fase 
de una investigacion sobre Ia difusion de innovaciones agricolas 
en tres veredas colombianas. *** 
Uno de los propositos de esta segunda fase de la investiga-
cion fue el de reentrevistar los mismos 160 respondientes de Ia pri-
mera fase. De Ia muestra original de 160, un total de 130 fueron 
reentrevistados con exito. Los datos que aqui se presentan COl"l'es-
ponden a estos 130 respondientes. 
E1 objetivo principal del presente articulo es el de ilushar, 
el uso del metodo de comparacion pOl' pares (1), con los datos 
obtenidos en Colombia, para mediI' In crcdibilidad sobre diversas 
fuentes de informacion entre campesinos. Crcrlibilidad fue defi-
nida como el grado en el eua! un incliyiduo considera como exacta 
una fuente de comunicncion. El presente anaHsis no intenta. dis-
tinguir las dimensiones de seguridad, cualificacion y dinamismo 
sugeridas pOl' Lemert (5). 
,;, Contribuci6n del Prog-rama Nncional de Comunienci()n dt' ~[asn:5, 
ICA . 
':":. Soci61og;o Agreg-ado, Departamento elL' Cicncins Soci:"lh'~, Instit.lto 
Colombinno Agl'opecunrio, ICA ~. l\Iast.er of Arts en Comunicncion, Michi-
~:ln St<ltc University. 
,' .. ''-' In\'e~tignci6n pntrocinnrla principnlnH:'ntL' porIa Fnc\lltnd dt, ~ (\':' i (l­
logla de In Universiduel Nncional de Columbia. "I Programn Intl'I'nml'l'I '.:' alln 
de Informacic'in POlllllal' (Cos ta Rica) y The AgTi("lIltlll'nl D('\'('lopment Coun-
cil (Estados Unidos), 
- 3H9-
METODa 
Uno de los puntos conteni<los en el formulario hacia referen-
cia n Ia credibiliclad sobre las diferentes fuentes de informacion 
agricola. El metodo de aml.1isis usado fue e1 de juzgamiento pOl' 
pares comparados, mediante e1 cllal ge motivaron reacciones indi-
yiduales ~obrc scis fucntes 0 estimulos, pl'esentadas en un total 
de 15 posibles pares. * 
Las fuentes fueron: radio, pcri6dicos, vendedores de produc-
tos agricolas, yecinos, maestros y extensionista agricola. 
La presentacion de las combinaciones posibles se hizo as!: 
Radio, 0 i\laestro, 0 Vecinos, 0 
Peri6dicos Extensionistn Vendcdores 
Extensionista, 0 Vendedores, 0 Peri6dicos, 0 
Radio Maestro Vecinos 
Maestro, 0 Vecinos, 0 Radio, 0 
Peri6dicos Extensionista Vcndedores 
Vecinos, 0 Pcri6dicos, 0 i\'Iaestro, 0 
Maestro Extensioni sta Radio 
Vendedores, 0 Extensionista, 0 Radio, 0 
Peri6dicos Vendedores Yecinos 
La presentaci6n de los pares debe seguir dos criterios. 
a) La posicion de los miembros del par debe sel' alterna. En eJ 
ejemplo anterior, si "radio" aparece encima del otro miembio 
del par, entonces la siguiente vez en que radio sea uno de los 
miembros de comparaci6n, debe aparecer debajo de aquel con 
el eual se compara; In siguiente vez encima, y as! sueesiva-
mente. Si los miembros de los pares son presentados lado-a-Iado 
(no encima-debajo como en nuestro caso), entonces Ia alterna-
cion se hace con base al criterio izquierda-derecha. 
b) Ningun miembro de una comparaci6n debe sel' presentado en 
dos pares sucesivos. 
Los datos obtenidos fueron sometidos a los siguientes trata-
mientos: 
1. AnaJisis de los Valol'es Escalares. '. 
2. Representaci6n Grafica de las caracteristicas de Ia escala. 
* El numero total de pares es dado POl' In formula: 
n (n-l ) 
en,l' = --- con n = G 
r l' =2 
- 390-
METODa 
Uno de los puntos conteni<los en el formulario hacia referen-
cia n Ia credibiliclad sobre las diferentes fuentes de informacion 
agricola. El metodo de aml.1isis usado fue e1 de juzgamiento pOl' 
pares comparados, mediante e1 cllal ge motivaron reacciones indi-
yiduales ~obrc scis fucntes 0 estimulos, pl'esentadas en un total 
de 15 posibles pares. * 
Las fuentes fueron: radio, pcri6dicos, vendedores de produc-
tos agricolas, yecinos, maestros y extensionista agricola. 
La presentacion de las combinaciones posibles se hizo as!: 
Radio, 0 i\laestro, 0 Vecinos, 0 
Peri6dicos Extensionistn Vendcdores 
Extensionista, 0 Vendedores, 0 Peri6dicos, 0 
Radio Maestro Vecinos 
Maestro, 0 Vecinos, 0 Radio, 0 
Peri6dicos Extensionista Vcndedores 
Vecinos, 0 Pcri6dicos, 0 i\'Iaestro, 0 
Maestro Extensioni sta Radio 
Vendedores, 0 Extensionista, 0 Radio, 0 
Peri6dicos Vendedores Yecinos 
La presentaci6n de los pares debe seguir dos criterios. 
a) La posicion de los miembros del par debe sel' alterna. En eJ 
ejemplo anterior, si "radio" aparece encima del otro miembio 
del par, entonces la siguiente vez en que radio sea uno de los 
miembros de comparaci6n, debe aparecer debajo de aquel con 
el eual se compara; In siguiente vez encima, y as! sueesiva-
mente. Si los miembros de los pares son presentados lado-a-Iado 
(no encima-debajo como en nuestro caso), entonces Ia alterna-
cion se hace con base al criterio izquierda-derecha. 
b) Ningun miembro de una comparaci6n debe sel' presentado en 
dos pares sucesivos. 
Los datos obtenidos fueron sometidos a los siguientes trata-
mientos: 
1. AnaJisis de los Valol'es Escalares. '. 
2. Representaci6n Grafica de las caracteristicas de Ia escala. 
* El numero total de pares es dado POl' In formula: 
n (n-l ) 
en,l' = --- con n = G 
r l' =2 
- 390-
3. Prueba de significaci on estadlstica de las caracteristicas de la 
escala. 
4. Computo del Coeficiente de Consistencia. 
1. ANALISIS DE LOS VALORES ESCALARES. 
1.1, An6Hsis de la compaJ·aci6n por pares. 
La comparacion pOl' pares es un metodo usado para conocer 
como juzga Ia gente varios estimulos, tomando dos simultanea-
mente, y como Jos Ql·dena de acuerdo con el "peso" que cad a esti-
mulo tenga para el individuo. Este ordenamiento de los estimulos 
en base a un juicio individual es l1amado continuum psicol6gico. 
Thurstone ha side el principal contribuyente al analisis del 
continuum psicologico. En ailos recientes, el interes ha side enfo-
carlo a l'e1acionar los valores escalares de los estimulos con los 
valores escalares psicologicos en sl mismos, mas que con los va-
lores escalares de un continuum fisico. Por ello los metodos em-
pleados han side llamados de cscalamiento psicol6gico. "EI pro-
blema del escalamiento psicologico es, entonc('s, determinar si los 
'it estimulos plleden sel' ordenados sobre un continuum psicologicocon respecto al grado de atributo que cada uno posee" (1). '" 
En el presente estuclio no existe un continuum fisico que ayude 
a determinar el grado de credibilidacl expresada para cada una 
de las fuentes, pero se puede determinar si ell as se escalnn en un 
continuum psicologico que vaya desde Ia fuente menos creible 
hasta In mas creible. Los seis estimlllos (fuentes) son: radio~ pe-
ri6dicos, vendedol'es, maestro, extensionista y vecinos. Si bien 
aqui se llama "fllentes" a estos abastecedores de informacion, en 
realidad son una mezcla de fuentes y medios de comunicaci6n. Sin 
embargo, como todos son abastecedores de informaci6n. serim tra-
tados como si fueran fen6meno3 similares. Para evitar confusion. 
en adelante se hara referenda a el10s como fuentes, m~'is que como 
medios. 
1.2. Prcscntaci6n cS(jucn1dtica. de los Datos. 
La Tabla 1 da In fl'ecuencia con que cmla columna-estimulo 
(parte superior de la TabJa) fue juzgada mi'ts cl"eible que In fila-
estimulo (lado izql1ierc1o de In Tabla). Se asume que las cantidades 
diagona1es, que corresponden a Ia comparacion de cada fnente 
,', Ed\Yarcl~, p. 20. 
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3. Prueba de significaci on estadlstica de las caracteristicas de la 
escala. 
4. Computo del Coeficiente de Consistencia. 
1. ANALISIS DE LOS VALORES ESCALARES. 
1.1, An6Hsis de la compaJ·aci6n por pares. 
La comparacion pOl' pares es un metodo usado para conocer 
como juzga Ia gente varios estimulos, tomando dos simultanea-
mente, y como Jos Ql·dena de acuerdo con el "peso" que cad a esti-
mulo tenga para el individuo. Este ordenamiento de los estimulos 
en base a un juicio individual es l1amado continuum psicol6gico. 
Thurstone ha side el principal contribuyente al analisis del 
continuum psicologico. En ailos recientes, el interes ha side enfo-
carlo a l'e1acionar los valores escalares de los estimulos con los 
valores escalares psicologicos en sl mismos, mas que con los va-
lores escalares de un continuum fisico. Por ello los metodos em-
pleados han side llamados de cscalamiento psicol6gico. "EI pro-
blema del escalamiento psicologico es, entonc('s, determinar si los 
'it estimulos plleden sel' ordenados sobre un continuum psicologico 
con respecto al grado de atributo que cada uno posee" (1). '" 
En el presente estuclio no existe un continuum fisico que ayude 
a determinar el grado de credibilidacl expresada para cada una 
de las fuentes, pero se puede determinar si ell as se escalnn en un 
continuum psicologico que vaya desde Ia fuente menos creible 
hasta In mas creible. Los seis estimlllos (fuentes) son: radio~ pe-
ri6dicos, vendedol'es, maestro, extensionista y vecinos. Si bien 
aqui se llama "fllentes" a estos abastecedores de informacion, en 
realidad son una mezcla de fuentes y medios de comunicaci6n. Sin 
embargo, como todos son abastecedores de informaci6n. serim tra-
tados como si fueran fen6meno3 similares. Para evitar confusion. 
en adelante se hara referenda a el10s como fuentes, m~'is que como 
medios. 
1.2. Prcscntaci6n cS(jucn1dtica. de los Datos. 
La Tabla 1 da In fl'ecuencia con que cmla columna-estimulo 
(parte superior de la TabJa) fue juzgada mi'ts cl"eible que In fila-
estimulo (lado izql1ierc1o de In Tabla). Se asume que las cantidades 
diagona1es, que corresponden a Ia comparacion de cada fnente 
,', Ed\Yarcl~, p. 20. 
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w 
c.o 
t'-' 
TABLA 1. MATBIZ DE FHECUENCTA (1<') PARA SETS FUENTES UF. INFORMACION JUZGADAS pon 130 INDIVIDUOS EN THES VEHEDAS 
COLOMnIANAS EN 1%1;, 
(1) 
(2) 
(:3 ) 
(4) 
(fi) 
( (3) 
FII('nt~$ 
P(lri6dicos ......................... . 
Vendedorcs .: ...................... . 
\:ecinos .... ....................... . 
Radio . ............................. . 
)Iaestl'o ........................... . 
Extcnsionista ...............•....... 
SUlnas ..... . .................... '" . 
Peti(jdlcf)~ 
0) 
65 
40 
58 
33 
32 
12 
240 
Ven<1t·don·s 
(2) 
00 
65 
65 
5G 
26 
20 
322 
FlI~nte pTeferidB en fl pur 
Vecinoll Railio Mu(·~ tro r. ,~h·nsiunistl1 Sumas 
(3) (4) (r.) (I) 
72 !l7 08 118 540 
65 74 104 110 458 
6S 75 DO 104 457 
55 G5 82 92 383 
40 48 G5 84 295 
26 38 4(; 65 207 
323 397 485 573 2.340 
TABLA 2. MATnIZ DE PRorORCiONES (1') CORREsrONDIENTE A LA MATHlZ (F) DE LA TABLA 1. 
Fuent<>s Peri6.liros Vendedorcs Vecinos Radio illnestro Extensionistll 
(1) (2) (3) (~ ) (5) (Ii) 
(1) Peri6dicos .................... . .... . 0,500 0,u!)2 0,554 0,746 0,754 O,DOS 
(2) Ventiedores ........................ . 0,308 0,500 0,500 0,5G9 0,800 0,846 
(3) "ecinos ........................... . 0,446 0,500 0,500 0,577 0,692 0,800 
(4) Radio ............................. . 
(5) 1\laestro ........ . ................. .. 
(G) Extensionista ...................... . 
0,254 0,431 0,423 0,500 p,G31 0,708 
0,246 0,200 0,308 0,369 0,500 O,G·tG 
0,092 0,154 0,200 0,292 0,354 0,500 
Sumas .....•.•.• ..•... •... ..• .... ..• 1,8·Hi 2,477 2,485 3,053 3,731 4,408 
TABLA 1. MATBIZ DE FHECUENCTA (1<') PARA SETS FUENTES UF. INFORMACION JUZGADAS pon 130 INDIVIDUOS EN THES VEHEDAS 
COLOMnIANAS EN 1%1;, 
(1) 
(2) 
(:3 ) 
(4) 
(fi) 
( (3) 
P(lri6dicos ......................... . 
Vendedorcs .: ...................... . 
\:ecinos .... ....................... . 
Radio . ............................. . 
)Iaestl'o ........................... . 
Extcnsionista ...............•....... 
SUlnas ..... . .................... '" . 
Peti(jdlcf)~ 
0) 
65 
40 
58 
33 
32 
12 
240 
Ven<1t·don·s 
(2) 
00 
65 
65 
5G 
26 
20 
322 
FlI~nte TlTeferidB en fl pur 
Vecinoll Railio Mu(·~ tro r. ,~h·nsiunistl1 Sumas 
(3) (4) (r.) (I) 
72 97 08 118 540 
65 74 104 110 458 
6S 75 DO 104 457 
55 65 82 92 383 
40 48 G5 84 295 
26 38 4(; 65 207 
323 397 485 573 2.340 
TABLA 2. MATnIZ DE PRorORCiONES (1') CORREsrONDIENTE A LA MATHlZ (F) DE LA TABLA 1. 
Fuent<>s Peri6.liros Vendedorcs Vecinos Radio illnestro Extensionistll 
(1) (2) (3) (~ ) (5) (Ii) 
(1) Peri6dicos .................... . .... . 0,500 0,G!)2 0,554 0,746 0,754 O,DOS 
(2) Ventiedores ........................ . 0,308 0,500 0,500 0,5G9 0,800 0,846 
(3) "ecinos ........................... . 0,446 0,500 0,500 0,577 0,692 0,800 
0,254 0,431 0,423 0,500 p,G31 0,708 
0,246 0,200 0,308 0,3(39 0,500 0,6·16 
0,092 0,154 0,200 0,292 0,354 0,500 
(4) Radio ............................. . 
(5) 1\laestro ........ . ................. .. 
(G) Extensionista ...................... . 
Sumas .....•.•.• ..•... •... ..• .... ..• 1,8·Hi 2,477 2,485 3,053 3,731 4,408 
consigo misma, sean iguales a N/2. El numero total (N) de juicios 
de comparacion para cada par es de 130, que es el niimero de 
individuos que efeduan los juicios. Las Tablas 1, 2 Y 3, estan pre-
sentadas aqui can las cantidades ubicadas tanto encima como de-
bajo de Ia diagonal, para localizar posibles errores al computar 
los datos. Como se complementan entre si, generalmente se presen-
tan apenas las cantidades situadas encima de ]a diagonal, 0 bien 
las ubicadas debajo de ella. POl' ejemplo, con N igual a 130, en Ia 
Tabla 1 Ia comparacion uno a cuatro es igual a 33 y la compara-
cion cuatro a uno es igual a 97. Sumando ambas cantidades el 
resultado debe ser igual a 130. Esto se debe a que si, dentro de 130 
juicios, 33 prefieren uno sabre cuatro (al juzgar este par especi-
fico), los restantes 97 deben preferir cuatro sobre uno. 
La Tabla 2 muestra las proporciones en que la columna-esti-
mula fue juzgada mas creible que Ia fila-estimuIo. Las proporciones 
fueron obtenidas dividiendo las cantidades de la Tabla 1 par N 
(N = 130). 
Para constatar si los datos son correctos, Ia fila-estimulo, mas 
su respectiva columna-estimulo, debe ser igual a uno. POl' ejemplo, 
Ia fila-estimulo 4-1 es igual a 0,254 y la columna-estimulo 4-1 es 
igual a 0,746. Los dos valores suman 1,0. 
En las TabIas 1 y 2 las fuentes se han arreglado desde la menos 
a Ia mas creible de acuerdo con los votos recibidos por cad~ una de 
elIas. Es decir, las fuentes de informacion se han orden ado "en base 
a su grado de credibilidad pOl' parte de los respondientes.Este orden es esencial para conocer la distribuci6n de las va-
rias fuentes y para el posterior analisis de los datos. 
Los periodicos son las fuentes de informacion'"consideradas por 
los respondientes como menos creibles y el extensionista como la mas 
creible, dejando a las otras distribuidas en los intermedios. 
En adelante, podemos identificar cada fuente con el respectivo 
numero que aparece en las Tablas 1 y 2. 
c) Yalores Esca.la-res. 
Cuando a un sujeto se Ie presenta un estimulo, se espera de 
su parte alguna reaccion hacia el estimulo presentado. Esto se 
llama p,'oceso de disc1'iminacion modal, definido como un "concepto 
te6rico que representa Ia cxperiencia 0 reaccion de un individuo 
cuando se le confronta al estimulo i y se Ie solicita que hag-a un jui-
cio sobre un atributo de tal estimuIo" (1).:\< 
¢ Edwards, p. 21. 
- 393-
consigo misma, sean iguales a N/2. El numero total (N) de juicios 
de comparacion para cada par es de 130, que es el niimero de 
individuos que efeduan los juicios. Las Tablas 1, 2 Y 3, estan pre-
sentadas aqui can las cantidades ubicadas tanto encima como de-
bajo de Ia diagonal, para localizar posibles errores al computar 
los datos. Como se complementan entre si, generalmente se presen-
tan apenas las cantidades situadas encima de ]a diagonal, 0 bien 
las ubicadas debajo de ella. POl' ejemplo, con N igual a 130, en Ia 
Tabla 1 Ia comparacion uno a cuatro es igual a 33 y la compara-
cion cuatro a uno es igual a 97. Sumando ambas cantidades el 
resultado debe ser igual a 130. Esto se debe a que si, dentro de 130 
juicios, 33 prefieren uno sabre cuatro (al juzgar este par especi-
fico), los restantes 97 deben preferir cuatro sobre uno. 
La Tabla 2 muestra las proporciones en que la columna-esti-
mula fue juzgada mas creible que Ia fila-estimuIo. Las proporciones 
fueron obtenidas dividiendo las cantidades de la Tabla 1 par N 
(N = 130). 
Para constatar si los datos son correctos, Ia fila-estimulo, mas 
su respectiva columna-estimulo, debe ser igual a uno. POl' ejemplo, 
Ia fila-estimulo 4-1 es igual a 0,254 y la columna-estimulo 4-1 es 
igual a 0,746. Los dos valores suman 1,0. 
En las TabIas 1 y 2 las fuentes se han arreglado desde la menos 
a Ia mas creible de acuerdo con los votos recibidos por cad~ una de 
elIas. Es decir, las fuentes de informacion se han orden ado "en base 
a su grado de credibilidad pOl' parte de los respondientes. 
Este orden es esencial para conocer la distribuci6n de las va-
rias fuentes y para el posterior analisis de los datos. 
Los periodicos son las fuentes de informacion'"consideradas por 
los respondientes como menos creibles y el extensionista como la mas 
creible, dejando a las otras distribuidas en los intermedios. 
En adelante, podemos identificar cada fuente con el respectivo 
numero que aparece en las Tablas 1 y 2. 
c) Yalores Esca.la-res. 
Cuando a un sujeto se Ie presenta un estimulo, se espera de 
su parte alguna reaccion hacia el estimulo presentado. Esto se 
llama p,'oceso de disc1'iminacion modal, definido como un "concepto 
te6rico que representa Ia cxperiencia 0 reaccion de un individuo 
cuando se le confronta al estimulo i y se Ie solicita que hag-a un jui-
cio sobre un atributo de tal estimuIo" (1).:\< 
¢ Edwards, p. 21. 
- 393-
Se supone que sea normal la clistrilmcion de to<los los procesos 
cliscriminatorios respecto del pl'oceso de discriminacion modal. La 
media 0 Ia mcc1iana del proce:;;o discriminntorio asociada con un 
estimulo espcdfieo, es tomnda como el valol' escalaT del estimulo. 
La desvinci6n csti'mclar (Ie In distrilmci6n del proceso discriminato-
rio es IImnndn dispc}'sidu di8C1"iminat01~i(l 0 dispersion del proccso 
discriminatorio para esc estimlllo. Al buscar los vnIores escnlares 
se estil nsumiendo igualdac1 en las dispcrsiones discriminatorias. 
Los valorcs ('scalaJ'cs de Ins <liferentes fuentes," en terminos de 
su des\'iaci6n de In media de totIos los valores escalares, son dados 
pOl' medio de los vnlores (Z). La Tabln 3 da los valores (Z) de Ia 
matriz (P). 
La medin de cada columna de los valores (Z), expresa el valor 
escalar de cada una de las seis fuentes de informacion. Para cons-
ta~'\r los resultados, Ia suma de los vaIol'es escalares debe ser igual 
a cero. 
Es posible yolver positivos los valores escalares, cambiando a 
positiyo el valor escalar negativo mas alto (- 0,553) y anadiendo 
dicho yalor a cada uno de los valores escalares (medias), sin que 
pOl' ella se cambie ]n distancia existente entre cualquiera de ellos 
o su localizaci6n relntiva en el continuum psico16gico. Con los valo-
res escalares y con esta manipulnci6n matematica, hemos obtenido 
una escala de intc1'valo, referente a In credibilidad percibida pOl' 
los respondientes para las seis fuentes de informacion agricola tal 
como se inuestra en Ia figura 1. 
0,000 
I 
PEI" IOD,CO S I 
(0,000) 
II 
, 300 
V !C. N O=O O' !,: S II "~C" ' O :; 
('297) ( ;;101 
,600 
I>~O ' O I 
l. S76) 
. 900 
"'EsTRol 
L6SS} 
1,20() 
EXTENS IONISTA I 
11.2391 
FIGURA 1. Escaln. de intcryulo de cn!dibilidad para las seis fuente s de infor-
macion agricola que sc estudial'on. 
Excepto porIa diferencia entre vendcdorcs y vecillos, se ve 
que los intervalos juzgndos entre las diferentes fuentes es similar 
(aproximadamente tres unidades). 
- 394-
Se supone que sea normal la clistrilmcion de to<los los procesos 
cliscriminatorios respecto del pl'oceso de discriminacion modal. La 
media 0 Ia mcc1iana del proce:;;o discriminntorio asociada con un 
estimulo espcdfieo, es tomnda como el valol' escalaT del estimulo. 
La desvinci6n csti'mclar (Ie In distrilmci6n del proceso discriminato-
rio es IImnndn dispc}'sidu di8C1"iminat01~i(l 0 dispersion del proccso 
discriminatorio para esc estimlllo. Al buscar los vnIores escnlares 
se estil nsumiendo igualdac1 en las dispcrsiones discriminatorias. 
Los valorcs ('scalaJ'cs de Ins <liferentes fuentes," en terminos de 
su des\'iaci6n de In media de totIos los valores escalares, son dados 
pOl' medio de los vnlores (Z). La Tabln 3 da los valores (Z) de Ia 
matriz (P). 
La medin de cada columna de los valores (Z), expresa el valor 
escalar de cada una de las seis fuentes de informacion. Para cons-
ta~'\r los resultados, Ia suma de los vaIol'es escalares debe ser igual 
a cero. 
Es posible yolver positivos los valores escalares, cambiando a 
positiyo el valor escalar negativo mas alto (- 0,553) y anadiendo 
dicho yalor a cada uno de los valores escalares (medias), sin que 
pOl' ella se cambie ]n distancia existente entre cualquiera de ellos 
o su localizaci6n relntiva en el continuum psico16gico. Con los valo-
res escalares y con esta manipulnci6n matematica, hemos obtenido 
una escala de intc1'valo, referente a In credibilidad percibida pOl' 
los respondientes para las seis fuentes de informacion agricola tal 
como se inuestra en Ia figura 1. 
0,000 
I 
PEI" IOD,CO S I 
(0,000) 
II 
, 300 
V !C. N O=O O' !,: S II "~C" ' O :; 
('297) ( ;;101 
,600 
I>~O ' O I 
l. S76) 
. 900 
"'EsTRol 
L6SS} 
1,20() 
EXTENS IONISTA I 
11.2391 
FIGURA 1. Escaln. de intcryulo de cn!dibilidad para las seis fuente s de infor-
macion agricola que sc estudial'on. 
Excepto porIa diferencia entre vendcdorcs y vecillos, se ve 
que los intervalos juzgndos entre las diferentes fuentes es similar 
(aproximadamente tres unidades). 
- 394-
TAOLA 3 MATJUZ (Z) CORRESPONDIENTE A LA MATRIZ (P) DE LA TAOLA 2 
Fucnt~:; (I) (2) (3) (4) (5) (6) 
(1) 0,000 0,502 0,136 0,662 O,(i87 1,329 
(2) -0,502 0,000 0,000 0,174 0,842 1,019 
(3) - O,13() 0,000 0,000 0,194 0,502 0,842 
w (4) - O,6G2 - 0,17,1 - 0,194 0,000 0,335 0,548 
to 
Ul 
(5) -D,GS7 -0,842 - 0,502 - 0,335 0,000 0,375 
( G) -1,:120 -1,019 - 0,842 -0,548 -0,375 0,000 
(A) Suma5 - 3,31() -1,633 -1,402 0,147 1,D01 4,113 
( n) ,,! edlas - 0,553 - 0,256 -0,234 0,25 0,332 0,G8G 
(C) i'li (' (i1as r 0,553 0,000 0,297 0,319 0,578 0,885 1,230 
TADLA 3 MATnIZ (Z) COHRESPONDIENTE A LA MATRIZ (P) DE LA TAnLA 2 
Fucnt~:; (\) (2)(3) (4) (5) (6) 
(1) 0,000 0,502 0,13G 0,662 O,()87 1,329 
(2) -0.502 0,000 0,000 0,174 0,842 1,019 
(3) - 0,13(l 0,000 0,000 0,194 0,502 0,842 
~ (4) - 0,662 - 0,17,1 - 0,194 0,000 0,335 0,548 
to 
Ul 
(5) -O,G87 -0,842 - 0,502 - 0,335 0,000 0,375 
( () ) -1,:129 -1.019 - 0,842 -0,548 - 0,375 0,000 
(A) Sumas - 3,3](; -1,533 -1,402 0,147 1,D01 4,113 
(Il) "edlns - 0,553 -0,256 -0,234 0,25 0,332 0.G8G 
( C) J\l ('(has ~ O,fi53 0,000 0,297 0,319 0,578 0,885 1,239 
2. REPRESENTACION GRAFICA DE LAS 
CARACTERISTICAS DE LA ESCALA 
2 . 1. SU]>lICStOS. 
Lns escnlns cOllstl'uic1as de ncuerdo con el modelo del Caso V 
del metodo ele comparaciun pOl' pares tiene tres supuestos. 
1) N ormnlidad de In distribud6n de ]os procesos discriminatorios. 
2) Unidimensionnlidnd del continuum psicolugico. 
:3) IgunIc1nd de los varios vaJores de Ins desviaciones estandar de 
las difel'encias (homogeneidnd de Ia varianzn). 
De los tres snpuestos, los mas importantes son el de Ia unidi-
mensionalidad <leI continuum :" el de Ia homogeneidad de ]n va-
rinnza. Excepto en donde las distribuciones son notoriamente des-
Yiadas de ]a normalidnd, las pruebas de significacion estadistica son 
relativamente insensibIes a Ia no normalidad de In distribucion. 
2.2. jUCtodos. 
Se usan dos medios para inspeccionar los supuestos de unidi-
mensionalic1ad del continuum y homogeneidnd de Ia varianzn. El 
primero es el metodo grafico, 0 sea el de Iocalizar los valores (Z) 
de la matriz (Z) (Tabla 3), frente a los valores escalares. EI se-
gundo es el de Ia prueba de significaci6n estadistica. 
2.2.1. 111 etod(l Gnilico. 
En un papel para graficos se trazan un eje de abscisas y otro 
de ordenadas. Se marcan primero todos los valores escalares (me-
dias) sobre el eje de las abscisas y se b'azan pOl' elIas verticales pa-
ralelas aI eje de las ordenadas. Luego se toman los valores (Z) de 
cada una de las filas y se marca su interseccion con las verticales 
trazadns anteriormente. En cad a interseccion se coloca el numero 
correspondiente a In fila que se esta tomando. Por ejemplo, para la 
fuente WlO las abscisns son todos los valores escalares (medias) y 
las ordenadas son: 
Valores (Z) fuente 1. 
0,000 
0,502 
0,136 
0,662 
0,687 
1,329 
- 396-
2. REPRESENTACION GRAFICA DE LAS 
CARACTERISTICAS DE LA ESCALA 
2 . 1. SU]>lICStOS. 
Lns escnlns cOllstl'uic1as de ncuerdo con el modelo del Caso V 
del metodo ele comparaciun pOl' pares tiene tres supuestos. 
1) N ormnlidad de In distribud6n de ]os procesos discriminatorios. 
2) Unidimensionnlidnd del continuum psicolugico. 
:3) IgunIc1nd de los varios vaJores de Ins desviaciones estandar de 
las difel'encias (homogeneidnd de Ia varianzn). 
De los tres snpuestos, los mas importantes son el de Ia unidi-
mensionalidad <leI continuum :" el de Ia homogeneidad de ]n va-
rinnza. Excepto en donde las distribuciones son notoriamente des-
Yiadas de ]a normalidnd, las pruebas de significacion estadistica son 
relativamente insensibIes a Ia no normalidad de In distribucion. 
2.2. jUCtodos. 
Se usan dos medios para inspeccionar los supuestos de unidi-
mensionalic1ad del continuum y homogeneidnd de Ia varianzn. El 
primero es el metodo grafico, 0 sea el de Iocalizar los valores (Z) 
de la matriz (Z) (Tabla 3), frente a los valores escalares. EI se-
gundo es el de Ia prueba de significaci6n estadistica. 
2.2.1. 111 etod(l Gnilico. 
En un papel para graficos se trazan un eje de abscisas y otro 
de ordenadas. Se marcan primero todos los valores escalares (me-
dias) sobre el eje de las abscisas y se b'azan pOl' elIas verticales pa-
ralelas aI eje de las ordenadas. Luego se toman los valores (Z) de 
cada una de las filas y se marca su interseccion con las verticales 
trazadns anteriormente. En cad a interseccion se coloca el numero 
correspondiente a In fila que se esta tomando. Por ejemplo, para la 
fuente WlO las abscisns son todos los valores escalares (medias) y 
las ordenadas son: 
Valores (Z) fuente 1. 
0,000 
0,502 
0,136 
0,662 
0,687 
1,329 
- 396-
VALORES Z 
CTRA"fS(;OA""AOOS 
OEL",.,.A.TRI1 PI 
I.' 
1 2 
1,1 
1,0 
8 
1 
6 
5 
4 
l 
2 
6 
"A~OAES £SCAt...AA~ S - ~O!J"-r~"'f:::r------;=+-----,1.~-----"";:4--
~, 10 
-2 
l 
_ 4 
_ 5 
- 6 
1 
- 8 
_I 0 I 
PER ,OO CO. 
I VEWOtZ OORES 
l '\.E.C "'0$ 
.. RAOIO 
~ ""a£STFl:O 
'5 £'kTENSjONIST~ 
-, t 
.1,2 
-I :3 
6 
FIGURA 2 Paradlgmn de Ins relaclOnes graflcas entre los ya!orcs cscalarcs 
(mcdlas) y los vulorcs (Z) 
EI mismo procedimiento se sigue para cada una de las gelS 
fuentes de informacion. Una vez colocados los vnlores, se debe 
terminar con seis lineas de regl'esloll, unn pnra cada fuente (fl-
gura 2). Lo que se quiel'e es obtener un conJunto de lineas de re-
gresion paralelas entre 81. EI hecho de que dichas lineas sean para-
Ielas indica que las correlaciones son tgunIcs Crl:! = tl ' l = T,n). 
- 397 
A[IIISTA ICA - IZ 
VALORES Z 
CTRA"fS(;OA""AOOS 
OEL",.,.A.TRI1 PI 
I.' 
1 2 
1,1 
1,0 
8 
1 
6 
5 
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2 
6 
"A~OAES £SCAt...AA~ S - ~O!J"-r~"'f:::r------;=+-----,1.~-----"";:4--
~, 10 
-2 
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PER ,OO CO. 
I VEWOtZ OORES 
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.. RAOIO 
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'5 £'kTENSjONIST~ 
-, t 
.1,2 
-I :3 
6 
FIGURA 2 Paradlgmn de Ins relaclOnes graflcas entre los ya!orcs cscalarcs 
(mcdlas) y los vulorcs (Z) 
EI mismo procedimiento se sigue para cada una de las gelS 
fuentes de informacion. Una vez colocados los vnlores, se debe 
terminar con seis lineas de regl'esloll, unn pnra cada fuente (fl-
gura 2). Lo que se quiel'e es obtener un conJunto de lineas de re-
gresion paralelas entre 81. EI hecho de que dichas lineas sean para-
Ielas indica que las correlaciones son tgunIcs Crl:! = tl ' l = T,n). 
- 397 
A[IIISTA ICA - IZ 
pues se tiene unidimensionalidad ~r varianzas igunles (homoge-
neidad) 
Las linens de regreslOll de Ia Figura 2, aunque esbin dibuja-
das pnralelas entre si, en Ia renlidad no tienen paraIeHsmo tan per-
fecto. Si se computara el declive de cada linea de -regresion y se 
les trazara en un gr£tfico, como 10 haee Guilford (3) >1<, indudable-
mente se podr{l.l1 obtener linens de regresion muy similnres a las 
de la Figura 2. Esta tecniea visual es muy util y fitcil de ejecutar. 
3. PRUEBA DE SIGNIFICACION ESTADISTICA DE 
LAS CARACTERISTICAS DE LA ESCALA 
Es posible haeer una prueba de signifieaci6n estadistica para 
las diserepancias entre las proporciones observadas (empiricas) y 
las proporciones te6ricas. Mosteller (6) desarrollo una prueba de 
X~ (chi cuadrado) para tal fin. La prueba de significacion es un 
medio de determinar si los supuestos involucrados en el caso bajo 
estudio son sustentados para un grupo dado de datos. Nuevamente, 
estos supuestos son: 
1. Normalidacl de la distribueion de los procesos discriminatorios. 
2. UnidimensionaIidad del continuum pSieol6gico. 
3. Igualdad de los varios valores de las desviaciones estancIar de 
las diferencias._ 
La hipotesis nula 0 cero (null hypothesis) puede establecerse 
diciendo que 105 expresados supuestos son sustentados. La hipo-
tesis alternativa puede enunciarse diciendo que la hipotesis nula 
es incorrecta. En general, Ia prueba estfo basada en Ia transfor-
maci6n de las proporciones teoricas y de las proporciones obser-
vadas (transjormacion de tama110 inverso) desarrollada pOl' Fi-
sher (2). 
Las siguientes tablas y operaciones muestran los resultados de 
Ia prueba de signifieacion con los datos bajo estudio. Los valores 
para las cantidades de las Tablas 4 y 5 se obtienen de una tabla de 
transformaci6n angular de porcentajes a grad os (1). ** 
~, Guilford, p. 127. 
g Edwards, pp. 248 - 250. 
- 398-
pues se tiene unidimensionalidad ~r varianzas igunles (homoge-
neidad) 
Las linens de regreslOll de Ia Figura 2, aunque esbin dibuja-
das pnralelas entre si, en Ia renlidad no tienen paraIeHsmo tan per-
fecto. Si se computara el declive de cada linea de -regresion y se 
les trazara en un gr£tfico, como 10 haee Guilford (3) >1<, indudable-mente se podr{l.l1 obtener linens de regresion muy similnres a las 
de la Figura 2. Esta tecniea visual es muy util y fitcil de ejecutar. 
3. PRUEBA DE SIGNIFICACION ESTADISTICA DE 
LAS CARACTERISTICAS DE LA ESCALA 
Es posible haeer una prueba de signifieaci6n estadistica para 
las diserepancias entre las proporciones observadas (empiricas) y 
las proporciones te6ricas. Mosteller (6) desarrollo una prueba de 
X~ (chi cuadrado) para tal fin. La prueba de significacion es un 
medio de determinar si los supuestos involucrados en el caso bajo 
estudio son sustentados para un grupo dado de datos. Nuevamente, 
estos supuestos son: 
1. Normalidacl de la distribueion de los procesos discriminatorios. 
2. UnidimensionaIidad del continuum pSieol6gico. 
3. Igualdad de los varios valores de las desviaciones estancIar de 
las diferencias._ 
La hipotesis nula 0 cero (null hypothesis) puede establecerse 
diciendo que 105 expresados supuestos son sustentados. La hipo-
tesis alternativa puede enunciarse diciendo que la hipotesis nula 
es incorrecta. En general, Ia prueba estfo basada en Ia transfor-
maci6n de las proporciones teoricas y de las proporciones obser-
vadas (transjormacion de tama110 inverso) desarrollada pOl' Fi-
sher (2). 
Las siguientes tablas y operaciones muestran los resultados de 
Ia prueba de signifieacion con los datos bajo estudio. Los valores 
para las cantidades de las Tablas 4 y 5 se obtienen de una tabla de 
transformaci6n angular de porcentajes a grad os (1). ** 
~, Guilford, p. 127. 
g Edwards, pp. 248 - 250. 
- 398-
TABLA 4 VALOHES DF 8 CORRESPON!)IENTES A LA~ I'ROPORCIONES EMPIRJCAS 
(PI DE LA TABLA 2 
FuentEs 1 
1 
2 33,71 ., 41,90 u 
4 30,26 
5 29,73 
6 17,66 
TABLA 5 VALORES DE 8 
Fuentes 1 
1 
2 38,23 
3 37,76 
-4 32,08 
5 25,70 
G 19,19 
2 
45,00 
41,08 
26,56 
23,11 
3 
40,57 
33,71 
26,56 
·1 
37,41 
32,71 3G,51 
CORRESPONDIENTES A LAS PROPORCIONES 
(P) DE LA TAlILA 3 
2 ~ .j 5 
44,48 
38,59 39,11 
31,82 32,33 38,00 
24,58 25,03 30,26 36,99 
Ii 
TEORICAS 
G 
TADLA 6 DISCREPANCIA EN LOS VALORES 8- 8 PARA -JAS CANTIDADES EN LAS 
TABLAS.j Y 5 
Fuentes 2 3 5 
1 
2 
3 
-1 
5 
6 
-4,52 
4,14 
-1,82 
4,03 
1,53 
0,52 
2,44 
-5,26 
-1,47 
1,4& 
1,38 
1,53 
-0,59 
2,45 -0,48 
La formula usada para obtener el valor del X':: es 
(8-f}');! 
821 
N 
108,4746 
Reemplazado: X:! =----= 17,16 
G,32 
Los grados de libcrtad son dado~ pOl' 
(n-1) (11-2) 
g.l. = --------
2 
(G - 1) (G - 2) 
Reemplnzado: g.1 = ------- = 10 
2 
- 399 
b 
TABLA 4 VALOHES DF 8 CORRESPON!)IENTES A LA~ I'ROPORCIONES EMPIRJCAS 
(PI DE LA TABLA 2 
FuentEs 1 
1 
2 33,71 ., 41,90 u 
4 30,26 
5 29,73 
6 17,66 
TABLA 5 VALORES DE 8 
Fuentes 1 
1 
2 38,23 
3 37,76 
-4 32,08 
5 25,70 
G 19,19 
2 
45,00 
41,08 
26,56 
23,11 
3 
40,57 
33,71 
26,56 
·1 
37,41 
32,71 3G,51 
CORRESPONDIENTES A LAS PROPORCIONES 
(P) DE LA TAlILA 3 
2 ~ .j 5 
44,48 
38,59 39,11 
31,82 32,33 38,00 
24,58 25,03 30,26 36,99 
Ii 
TEORICAS 
G 
TADLA 6 DISCREPANCIA EN LOS VALORES 8- 8 PARA -JAS CANTIDADES EN LAS 
TABLAS.j Y 5 
Fuentes 2 3 5 
1 
2 
3 
-1 
5 
6 
-4,52 
4,14 
-1,82 
4,03 
1,53 
0,52 
2,44 
-5,26 
-1,47 
1,4& 
1,38 
1,53 
-0,59 
2,45 -0,48 
La formula usada para obtener el valor del X':: es 
(8-f}');! 
821 
N 
108,4746 
Reemplazado: X:! =----= 17,16 
G,32 
Los grados de libcrtad son dado~ pOl' 
(n-1) (11-2) 
g.l. = --------
2 
(G - 1) (G - 2) 
Reemplnzado: g.1 = ------- = 10 
2 
- 399 
b 
Con 10 grados de IilJertac1, In prolJalJiIidad (P) de oblenel' un 
valor X!! igual 0 mayor que 17,lG est[t entre 0,10 y 0,05 cuando 
la hipotcsis nula cs cicrtn. Si sc consideran, en este caso, como 
estadisticamente significantes aquellos valores de X~ que tienen 
una probabiJidad de 0,05 0 menos, entonces los valores observados 
tendrian que haber sido 18,307 0 mayor que cste. Ya que el valor 
obtenido es de 17,lG no se rechaza Ia hipotesis Hula y se presume 
que los supuestos (normalidad, unidimensionalidad e igualdacl) son 
sustentados. 
Sin embargo, si el X!! hubiese sido estadisticamente signifi-
cante hubieramos podido conclull' que uno 0 mas de los supuestos 
han sido violados. La siguient.e etapa es, entonces, determinal' cuid 
o cuales han sido violados. Es wmal probar primero Ia homogenei-
dad 0 no de In variunzn de las desviaciones estandar de las dife-
rencias (supuesto N9 3). Esto selogra usando 10 que Guilford 
(3) :;: llama "Solucion del Caso III". Si bnjo esta prueba el X!! 
no es significnnte, se presume que varianzas no iguales causaron 
que el X!! original fuese significante. Si, pOl' otro Iado, el X2 bajo 
el caso III es significante, entonees presumiblemente uno 0 am-
bos de los supuestos restantes (normalidad y unidimensionalidad) 
han sido violados. 
Aqui nuevamente se regresa a la representacion grafica (Fi-
gura 2); si las lineas de regl'esion fueran no paralelas, 10 eual 
quiere decir que l'l:! =F I'l3 =F rln, no tendriamos una escala unidi-
mensional. POI' otra parte, si las lineas de regresion son paralelas, 
entonces el supuesto de normalidad debe haber sido violado 0 hay 
algo inherentemellte errado en Ia seleccion de los estimulos por 
ejemplo, que sean excesivamente ambiguos. 
Una vez mas se aprecia ]a ntilidad de Ia construccion del me-
todo~ grafico, despues de que se hayan determinado los valores 
escalares, ya que Stl ayuda visual permite una determinacion 1'a-
pida de algunos de los factores discutidos. 
4. COMPUTO DEL COEFICIENTE DE 
CONSISTENCIA 
' .. 
4.1. T1'iadas circulares. 
En Ia comparacion pOI' pares, al haeer los juicios, un indivi-
duo puede ser inconsistente algunas veces. Las inconsistencias re-
", Guilford, pp. 165 - Hi8 . 
- .400 
Con 10 grados de IilJertac1, In prolJalJiIidad (P) de oblenel' un 
valor X!! igual 0 mayor que 17,lG est[t entre 0,10 y 0,05 cuando 
la hipotcsis nula cs cicrtn. Si sc consideran, en este caso, como 
estadisticamente significantes aquellos valores de X~ que tienen 
una probabiJidad de 0,05 0 menos, entonces los valores observados 
tendrian que haber sido 18,307 0 mayor que cste. Ya que el valor 
obtenido es de 17,lG no se rechaza Ia hipotesis Hula y se presume 
que los supuestos (normalidad, unidimensionalidad e igualdacl) son 
sustentados. 
Sin embargo, si el X!! hubiese sido estadisticamente signifi-
cante hubieramos podido conclull' que uno 0 mas de los supuestos 
han sido violados. La siguient.e etapa es, entonces, determinal' cuid 
o cuales han sido violados. Es wmal probar primero Ia homogenei-
dad 0 no de In variunzn de las desviaciones estandar de las dife-
rencias (supuesto N9 3). Esto selogra usando 10 que Guilford 
(3) :;: llama "Solucion del Caso III". Si bnjo esta prueba el X!! 
no es significnnte, se presume que varianzas no iguales causaron 
que el X!! original fuese significante. Si, pOl' otro Iado, el X2 bajo 
el caso III es significante, entonees presumiblemente uno 0 am-
bos de los supuestos restantes (normalidad y unidimensionalidad) 
han sido violados. 
Aqui nuevamente se regresa a la representacion grafica (Fi-
gura 2); si las lineas de regl'esion fueran no paralelas, 10 eual 
quiere decir que l'l:! =F I'l3 =F rln, no tendriamos una escala unidi-
mensional. POI' otra parte, si las lineas de regresion son paralelas, 
entonces el supuesto de normalidad debe haber sido violado 0 hay 
algo inherentemellte errado en Ia seleccion de los estimulos por 
ejemplo, que sean excesivamente ambiguos. 
Una vez mas se aprecia ]a ntilidad de Ia construccion del me-
todo~ grafico, despues de que se hayan determinado los valores 
escalares, ya que Stl ayuda visual permite una determinacion 1'a-
pida de algunos de los factores discutidos. 
4. COMPUTO DEL COEFICIENTE DE 
CONSISTENCIA 
' .. 
4.1. T1'iadas circulares. 
En Ia comparacion pOI' pares, al haeer los juicios, un indivi-
duo puede ser inconsistente algunas veces. Las inconsistencias re-
", Guilford, pp. 165 - Hi8 . 
- .400 
sultan cada vez que las t-riadas circula1'cs se presentun en el total 
de juicios ~'. Unejemplo puecle ilustrar 10 que se quiere decir pOl' 
triac1a circular. 
Si un individuo dice que prefiere Radio sobre Vecinos, Veci-
nos sobre Extensionista y Extensionista sobre Radio, tenemos una 
triada circular y el individuo es inconsistente en su juicio. Grafi-
camente clos situaciones diferentes se ilustran asi: 
1) No hay triada circular R-?-V-?E 
2) Hay triadCl circular R~V 
~, .I/' 
E 
Naturalmente, entre mayor numero de triadas circulares ten-
ga un individuo en sus juicios, mas inconsistente se dice que es. 
Estas inconsistencias pueden ocnrrir pOl' vadas razones. POI' ejem-
plo, el indivic1uo puede 110 tener interes en la entrevista y por lo 
tanto ser descnidaclo en sus respuestas; 0 algunos de los estimulos 
pueden estar tan cerca uno del otro en el continuum psicologico 
que los juicios son excesivamente diiiciles de hacer; 0 el entreyis-
tador puede halJer sido descuidado en el momento de sefialar Ia 
respuesta en el formula rio ; y otras muchas razones. 
<.t.2. Coc/icicJlfc de co 11 sist(nl cia. 
EI Coeficiente de Consistencia iue desarrollado pOl' Kendall 
(4). Primero es necesario determinar el l1umero de hiadas circu-
lares que pueden ocurrir en un grnpo particular de juicios, 
Si el numero de estimulos que se van a juzgar es impar, Ia 
formula que se usa es: 
24 
Si el nt'tmero de estimulos es pal', como en nuestro caso (seis). 
cntonce::; Ia formula es: 
(n:: - 4n) 
24 
en clonde: JJ, es el nllmero de estimulos. 
n (11-1) 
.~ EI total de juidos e;:;: ----, con n :;,;-.; (~. 
401 -
sultan cada vez que las t-riadas circula1'cs se presentun en el total 
de juicios ~'. Un ejemplo puecle ilustrar 10 que se quiere decir pOl' 
triac1a circular. 
Si un individuo dice que prefiere Radio sobre Vecinos, Veci-
nos sobre Extensionista y Extensionista sobre Radio, tenemos una 
triada circular y el individuo es inconsistente en su juicio. Grafi-
camente clos situaciones diferentes se ilustran asi: 
1) No hay triada circular R-?-V-?E 
2) Hay triadCl circular R~V 
~, .I/' 
E 
Naturalmente, entre mayor numero de triadas circulares ten-
ga un individuo en sus juicios, mas inconsistente se dice que es. 
Estas inconsistencias pueden ocnrrir pOl' vadas razones. POI' ejem-
plo, el indivic1uo puede 110 tener interes en la entrevista y por lo 
tanto ser descnidaclo en sus respuestas; 0 algunos de los estimulos 
pueden estar tan cerca uno del otro en el continuum psicologico 
que los juicios son excesivamente diiiciles de hacer; 0 el entreyis-
tador puede halJer sido descuidado en el momento de sefialar Ia 
respuesta en el formula rio ; y otras muchas razones. 
<.t.2. Coc/icicJlfc de co 11 sist(nl cia. 
EI Coeficiente de Consistencia iue desarrollado pOl' Kendall 
(4). Primero es necesario determinar el l1umero de hiadas circu-
lares que pueden ocurrir en un grnpo particular de juicios, 
Si el numero de estimulos que se van a juzgar es impar, Ia 
formula que se usa es: 
24 
Si el nt'tmero de estimulos es pal', como en nuestro caso (seis). 
cntonce::; Ia formula es: 
(n:: - 4n) 
24 
en clonde: JJ, es el nllmero de estimulos. 
n (11-1) 
.~ EI total de juidos e;:;: ----, con n :;,;-.; (~. 
401 -
POl' tanto, 
]13 - 4n 
t.c.=---
216 - 24 
---=8 
Entonccs ocho (8), es eI numero total posible de triadas cir-
clllares que un indivicluo puede tenel' cuando juzga seis estimulos. 
El coeficiente de consistencia (c.c.) puec1e definil'se como: 
24d 
c.c.=l----
n :; - 4n 
en don de : d, es el ntlmero obsen'ado 
de t.c. 
11, es e1 numero de estimu10s. 
Si un individuo tiene el maximo numero posib1e de triadas 
circu1ares, oeho en nuestro caso, entonces su coeficiente de consis-
tencia sera: 
(24) X (8) 
c.c.= 1- = 0 
216 - 24 
De otra parte, si el respondiente no tiene triadas circulares, 
entonces su coeficiente de consistencia sera 1. En otras palabras, 
1 es el nive1 mas alto de consistencia que un individuo podra ob-
tener. 
La Tabla 7 muestra Ia frecuencia hallada para los 130 respon-
dientes del estudio a1 computarseles individua1mente su coeficien-
te de consistencia. 
TADLA 7 . COEFICIENTE DE CONSISTENCIA PARA 130 RESPONDIENTES EN TnES 
VEnEDAS r:OLOMBIANAS, CON UN MAXIMO I'OSInLE DE OCHO TIUADAS CIRCULARES . 
N~ de Tria. l:ls C"c(icien te <I e Frecue ncin p or Ycre.ia Tota l (N) 
Circulare5 Cons is tencia PV. s.n. C.E. 
0 1,0000 31 9 24 64 
1 0,8750 9 3 3 15 
2 0,7500 11 &. 7 23 
'" 0,G250 2 4 4 10 u 
4 0,5000 2 5 1 8 
5 0,3750 2 1 1 4 
G 0,2500 0 0 4 4 
7 0 ,1250 0 0 1 1 
8 0,0000 0 0 1 1 
TOTAL 57 27 46 130 
- 402 
POl' tanto, 
]13 - 4n 
t.c.=---
216 - 24 
---=8 
Entonccs ocho (8), es eI numero total posible de triadas cir-
clllares que un indivicluo puede tenel' cuando juzga seis estimulos. 
El coeficiente de consistencia (c.c.) puec1e definil'se como: 
24d 
c.c.=l----
n :; - 4n 
en don de : d, es el ntlmero obsen'ado 
de t.c. 
11, es e1 numero de estimu10s. 
Si un individuo tiene el maximo numero posib1e de triadas 
circu1ares, oeho en nuestro caso, entonces su coeficiente de consis-
tencia sera: 
(24) X (8) 
c.c.= 1- = 0 
216 - 24 
De otra parte, si el respondiente no tiene triadas circulares, 
entonces su coeficiente de consistencia sera 1. En otras palabras, 
1 es el nive1 mas alto de consistencia que un individuo podra ob-
tener. 
La Tabla 7 muestra Ia frecuencia hallada para los 130 respon-
dientes del estudio a1 computarseles individua1mente su coeficien-
te de consistencia. 
TADLA 7 . COEFICIENTE DE CONSISTENCIA PARA 130 RESPONDIENTES EN TnES 
VEnEDAS r:OLOMBIANAS, CON UN MAXIMO I'OSInLE DE OCHO TIUADAS CIRCULARES . 
N~ de Tria. l:ls C"c(icien te <I e Frecue ncin p or Ycre.ia Tota l (N) 
Circulare5 Cons is tencia PV. s.n. C.E. 
0 1,0000 31 9 24 64 
1 0,8750 9 3 3 15 
2 0,7500 11 &. 7 23 
'" 0,G250 2 4 4 10 u 
4 0,5000 2 5 1 8 
5 0,3750 2 1 1 4 
G 0,2500 0 0 4 4 
7 0 ,1250 0 0 1 1 
8 0,0000 0 0 1 1 
TOTAL 57 27 46 130 
- 402 
Si se divide, arbitral'iamente, los sujetos en grupos con alta y 
baja consistencia, y si consideramos como linea de corte 0,6250 y 
mas como indice de alta consistencia y menos de 0,6250 como baja 
consistencia, encont1'amos que en Pueblo Viejo el 93 por ciento de 
los 1'espondientes fueron altamente consistentes, en San Rafael el 
78 pOl' ciento y en Cuatro Esquinas el 83 pOl' ciento. Tomando 
todos los 130 sujetos tenemos que el 86 pOl' ciento puede sel' con-
siderado como altamente consistente en su evaluacion de las seis 
fuentes de informacion agricola a traves del metodo de compara-
cion pOl' pares usados en eI estudio. 
En cierto senti do, el coeficiente de consistencia es redundante 
por cuanto si su valor es bajo, existe inconsistencia interna en la 
escala y uno 0 mas de los supuestos pueden haber sido violados. 
Pero por ot1'a parte, el investigador puede estar interesado en Jas 
diferencias individuales 0 de grupo con respecto a la habilidad de 
hacer juicios comparativos 0 quizas interesado en las condiciones 
bajo las cuales · los individuos estan mas inclinados a ser inconsis-
tentes. En tales casos es util determinar grados de inconsistencia 
con el metodo descrito. 
RESUMEN E IMPLICACIONES 
Resumei/. 
Seis fuentes de informacion agricola (periodicos, vendedores. 
vecinos, radio, maestro y extensionista), fueron presentaclas, en 
todos los pares posibles, a 130 respondientes para que fuer:m juz-
gadas en base a Ia credibilidad que percibieran. 
Las fuentes fueron localizadas sobre un continuum psicologico 
en clonde el extensionista fue la fuente lUaS creible y los pedo-
dicos Ia menos creible. Venc1edores y vecinos fueron locnlizados 
muv cerca entre sl en c) continuum. En estns circunstancias es po-
sible esperar un intercambio entre los dos en cuanto a su locali-
zaci6n en el continuum. 
Al hacer In prueba de significaci6n e::;tadistica se encontl"() 
que los supuestos involucrados en el caf:iO bajo esludio fueron SlIS-
tentaclos. Estos supuestos fueron: 
1. Normalidad de in distribncion de los procesos discrimina-
torios. 
2. Unidimensionalidad del continuum psico16gico. 
--403 -
Si se divide, arbitral'iamente, los sujetos en grupos con alta y 
baja consistencia, y si consideramos como linea de corte 0,6250 y 
mas como indice de alta consistencia y menos de 0,6250 como baja 
consistencia, encont1'amos que en Pueblo Viejo el 93 por ciento de 
los 1'espondientes fueron altamente consistentes, en San Rafael el 
78 pOl' ciento y en Cuatro Esquinas el 83 pOl' ciento. Tomando 
todos los 130 sujetos tenemos que el 86 pOl' ciento puede sel' con-
siderado como altamente consistente en su evaluacion de las seis 
fuentes de informacion agricola a traves del metodo de compara-
cion pOl' pares usados en eI estudio. 
En cierto senti do, el coeficiente de consistencia es redundante 
por cuanto si su valor es bajo, existe inconsistencia interna en la 
escala y uno 0 mas de los supuestos pueden haber sido violados. 
Pero por ot1'a parte, el investigador puede estar interesado en Jas 
diferencias individuales 0 de grupo con respecto a la habilidad de 
hacer juicios comparativos 0 quizas interesado en las condiciones 
bajo las cuales · los individuos estan mas inclinados a ser inconsis-
tentes. En tales casos es util determinar grados de inconsistencia 
con el metodo descrito. 
RESUMEN E IMPLICACIONES 
Resumei/. 
Seis fuentes de informacion agricola (periodicos, vendedores. 
vecinos, radio, maestro y extensionista), fueron presentaclas, en 
todos los pares posibles, a 130 respondientes para que fuer:m juz-
gadas en base a Ia credibilidad que percibieran. 
Las fuentes fueron localizadas sobre un continuum psicologico 
en clonde el extensionista fue la fuente lUaS creible y los pedo-
dicos Ia menos creible. Venc1edores y vecinos fueron locnlizados 
muv cerca entre sl en c) continuum. En estns circunstancias es po-
sible esperar un intercambio entre los dos en cuanto a su locali-
zaci6n en el continuum. 
Al hacer In prueba de significaci6n e::;tadistica se encontl"() 
que los supuestos involucrados en el caf:iO bajo esludio fueron SlIS-
tentaclos. Estos supuestos fueron: 
1. Normalidad de in distribncion de los procesos discrimina-
torios. 
2. Unidimensionalidad del continuum psico16gico. 
-- 403 -
3. Igualdacl de los "arios "alores de las desviaciones est un-
dar de las difcrencias. 
EI 86 pOl' ciento de los respondientes fueron hallados altn-
mente consistentes en sus Juicios sobre Ins seis fuentes. Se clasi-
fical'on como de alta consistencia aquellos puntajes de 0,G250 y 
milS en un rango que varia entre cero ~. UllO. 
Implicaciones 
Vadas implicaciones se pueden del'ivar de los analisis previos. 
Se sube que fllentes de informacion agricola son mas creibles y 
cnc1les menos creibles en las hes veredas estudiadus en Colombia. 
Se sabe, pOl' ejemplo, que el extensionista y el maestro son Ins 
fuentes mas apropiadas para transmitir informaci6n agricola para 
que esta sea creida por los campesinos. Enviar informacion agri-
cola a traYE~s de peri6dicos, vended ores 0 vecil10s implica un 
grado de credibilidad menOl' en la informacion, como una funci6n 
del menor grado de credibilidad asignacla a In fuente. Tales ha-
llazgos tienen implicaciones pnlcticas para Ia clifusi6n de infor-
macion agricola. 
Como resultado del analisis anterior, se conoce c6mo seis fuen-
tes fueron "pesadas" sobre la base de credibilidad. 1\1as fuentes 
pueden ser evaluadas y localizadas en el continuum. Por ejemplo, 
teledsion, parrocos, alcaldes, lideres locales, revistas, cuadernillos 
de extension, etc., pueden ser loealizados ahara en el continuum 
psicoI6gico de eredibilidad de In fuente. 
Al pedir a los respondientes que comparen Ia credibilidad de 
estas ultimas fuentes con aquel1as cllya posiCi6n ya se conoce, se 
haee posible asignarles su puntaje y posicion respecto a Ia credi-
bilidad percibida pOl' los respondientes. Esto hace necesario selec-
donal' cuidadosamente las nuevas fuentes (0 aquello que la escala 
se proponga mediI') de tal modo que las fuentes seleccionadas sean 
representativas del continuum de eredibilidad. 
Si pOl' e]emplo son presentadas para comparacion dos fuentes 
no incluidas previamente en el desarrollo de Ia escala, y el respon-
diente indica que prefiere ambas mas que Ia fuente mas preferida 
(creible) en Ia escala original, eJ investigador no tiene modos de 
conocer que tanto m{ls creibles son est as fuentes y pOl' tanto, cuan-
to mas creible es una sobre la ot1'a. 
EI analisis anterior ha sido basado sola mente sabre una pre-
gunta general de credibiIidad. Parece apropiado, a 1a luz del recien-
- 404-
3. Igualdacl de los "arios "alores de las desviaciones est un-
dar de las difcrencias. 
EI 86 pOl' ciento de los respondientes fueron hallados altn-
mente consistentes en sus Juicios sobre Ins seis fuentes. Se clasi-
fical'on como de alta consistencia aquellos puntajes de 0,G250 y 
milS en un rango que varia entre cero ~. UllO. 
Implicaciones 
Vadas implicaciones se pueden del'ivar de los analisis previos. 
Se sube que fllentes de informacion agricola son mas creibles y 
cnc1les menos creibles en las hes veredas estudiadus en Colombia. 
Se sabe, pOl' ejemplo, que el extensionista y el maestro son Ins 
fuentes mas apropiadas para transmitir informaci6n agricola para 
que esta sea creida por los campesinos. Enviar informacion agri-
cola a traYE~s de peri6dicos, vended ores 0 vecil10s implica un 
grado de credibilidad menOl' en la informacion, como una funci6n 
del menor grado de credibilidad asignacla a In fuente. Tales ha-
llazgos tienen implicaciones pnlcticas para Ia clifusi6n de infor-
macion agricola. 
Como resultado del analisis anterior, se conoce c6mo seis fuen-
tes fueron "pesadas" sobre la base de credibilidad. 1\1as fuentes 
pueden ser evaluadas y localizadas en el continuum. Por ejemplo, 
teledsion, parrocos, alcaldes, lideres locales, revistas, cuadernillos 
de extension, etc., pueden ser loealizados ahara en el continuum 
psicoI6gico de eredibilidad de In fuente. 
Al pedir a los respondientes que comparen Ia credibilidad de 
estas ultimas fuentes con aquel1as cllya posiCi6n ya se conoce, se 
haee posible asignarles su puntaje y posicion respecto a Ia credi-
bilidad percibida pOl' los respondientes. Esto hace necesario selec-
donal' cuidadosamente las nuevas fuentes (0 aquello que la escala 
se proponga mediI') de tal modo que las fuentes seleccionadas sean 
representativas del continuum de eredibilidad. 
Si pOl' e]emplo son presentadas para comparacion dos fuentes 
no incluidas previamente en el desarrollo de Ia escala, y el respon-
diente indica que prefiere ambas mas que Ia fuente mas preferida 
(creible) en Ia escala original, eJ investigador no tiene modos de 
conocer que tanto m{ls creibles son est as fuentes y pOl' tanto, cuan-
to mas creible es una sobre la ot1'a. 
EI analisis anterior ha sido basado sola mente sabre una pre-
gunta general de credibiIidad. Parece apropiado, a 1a luz del recien-
- 404-
te trabajo sobre !as dimensiones de 1a credibilic1ad de 1ft fuente, 
intentar determinar las bases que tienen los responc1ientes para su 
criterio eva1uativo de eHas y en particular que dimensiones de cre-
dibilidad son atribuiclas y en que cantidad (peso) a las varias 
fuentes de informacion. 
BIBLIOGRAFIA 
1. EDWARDS, A. L. 1957. Techniques of attitude scale construction. New 
York, Appleton-Century-Crafts. 
2. FISHER, R. A. 1953. A note on inconsistency in paired comparisons jud-
gements. Am. Soc. Rc\·. (18): 5G4 - 566. 
3. GUILFORD, J. P . 1954. Psychometdc Methods. McGraw Hill. Nev .. - York. 
4. KENDALL, 1\1. G. 1948. Rank Correlation Methods. London, Griffin. 
5. LEl\lERT, J. B. 19G3. Dimensions of Source Credibility. (Articulo presen-
tudo en agosto de 1963 en la "Association fot· Education in Journa-
lism, Syracuse, New York). 
G. l\IosTELLEn, F. 1951. Remarks on the method of paired comparisons, III: 
a test of significance for paired comparisons when equal standard 
desviations and equal correlations are assumed. Psychometl'ika (10): 
207 - 208. 
- -105 -
te trabajo sobre !as dimensiones de 1a credibilic1adde 1ft fuente, 
intentar determinar las bases que tienen los responc1ientes para su 
criterio eva1uativo de eHas y en particular que dimensiones de cre-
dibilidad son atribuiclas y en que cantidad (peso) a las varias 
fuentes de informacion. 
BIBLIOGRAFIA 
1. EDWARDS, A. L. 1957. Techniques of attitude scale construction. New 
York, Appleton-Century-Crafts. 
2. FISHER, R. A. 1953. A note on inconsistency in paired comparisons jud-
gements. Am. Soc. Rc\·. (18): 5G4 - 566. 
3. GUILFORD, J. P . 1954. Psychometdc Methods. McGraw Hill. Nev .. - York. 
4. KENDALL, 1\1. G. 1948. Rank Correlation Methods. London, Griffin. 
5. LEl\lERT, J. B. 19G3. Dimensions of Source Credibility. (Articulo presen-
tudo en agosto de 1963 en la "Association fot· Education in Journa-
lism, Syracuse, New York). 
G. l\IosTELLEn, F. 1951. Remarks on the method of paired comparisons, III: 
a test of significance for paired comparisons when equal standard 
desviations and equal correlations are assumed. Psychometl'ika (10): 
207 - 208. 
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