Serviços customizados
Espanhol (pdf)
Artigo em XML
Referências do artigo
Tradução automática
Enviar este artigo por email
Citado por SciELO 
Citado por Google 
Similares em
SciELO 
Similares em Google 
Permalink
Introducción
Uno de los desafíos más importantes que deben enfrentar los adolescentes es la exploración y consolidación de la identidad (E. H. Erikson, 1968). En esta etapa el auto-concepto se modifica y esto tiene importantes consecuencias en el desarrollo de los jóvenes (Harter y Bukowski, 2012).
Tradicionalmente se han distinguido los aspectos de contenido y estructurales del autoconcepto (Campbell et al., 1996). Las características de contenido se refieren a los aspectos evaluativos, la forma en que las personas de describen a sí mismas y la valoración que hacen de ello. Por ejemplo, tener una buena apariencia física o apreciar su forma de ser (i.e., autoestima global). Las características estructurales del autoconcepto aluden a cómo dichos contenidos se organizan. Algunos de estos aspectos son: la complejidad, la diferenciación, y las discrepancias (ver Suszek et al., 2018 para una revisión).
Entre los aspectos estructurales, se destaca la claridad en el autoconcepto por su relación con el bienestar y ajuste psicológico (Lodi-Smith y DeMarree, 2017). Este constructo, propuesto por Campbell et al. (1996) es definido como “la medida en que los contenidos del autoconcepto se definen de manera clara y segura, siendo internamente consistentes y temporalmente estables” (p. 141).
La claridad en el autoconcepto cambia a lo largo del ciclo vital (Lodi-Smith y DeMarree, 2017). En particular, la adolescencia es un período en el que se experimentan nuevos roles y contextos, y en el que se repiensa el sentido del self que se tenía hasta ese momento (Crocetti y Van Dijk, 2016). Esto señala la importancia del estudio de la claridad en el autoconocimiento durante esta etapa.
Existe abundante evidencia empírica de que la claridad en el autoconcepto es importante para un desarrollo positivo adolescente (Crocetti y Van Dijk, 2016). La claridad se asocia con una mayor regulación emocional y con un menor desajuste psicológico –menores nivel de problemas internalizantes y externalizantes– (Parise et al., 2019), menor agresividad (Steffgen et al., 2007), menores niveles de delincuencia (Levey et al., 2019), mayor optimismo y una perspectiva temporal más lejana (Morawiak et al., 2018), mayor autoestima (Wu et al., 2010), y una mejor calidad en la relación con los pares y padres (Becht et al., 2017; Crocetti et al., 2016).
Por este motivo, es de gran importancia contar con instrumentos adecuados para su operacionalización. Hace varias décadas que este constructo es medido con la Escala de Claridad en el Autoconcepto (Self-concept Clarity Scale, SCCS) desarrollada por Campell et al. (1996). En su versión original, la escala demostró tener adecuadas propiedades psicométricas. Presenta una estructura unifactorial, una adecuada consistencia interna y evidencias a favor de la validez de constructo (i.e. correlación positiva con autoestima, asociación con rasgos de personalidad).
A partir de su creación, esta escala ha sido traducida, adaptada y validada en diversos países: Estonia (Matto y Realo, 2001), Alemania (Steffgen et al., 2007), Checoslovaquia (Macek y Širůček, 2008), China (Wu y Watkins, 2009), Japón (Tokunaga y Horiuchi, 2012), Italia (Scalas Farach, 2017) y Polonia (Suszek et al., 2018). Los resultados de estos estudios brindan apoyo para la validez transcultural de la escala y del constructo en sí mismo (Suszek et al., 2018).
De estas versiones, la versión china, italiana y alemana fueron adaptadas específicamente para ser usadas con adolescentes. También otras de las versiones de la escala (i.e., la de Estonia, Francia y Perú) incluyeron adolescentes en su muestra, aunque no tomaron el rango etario completo de la adolescencia, ni la adaptaron exclusivamente para esta población. En este sentido, queremos resaltar que no existen antecedentes de su adaptación específicamente para adolescentes en ningún país latinoamericano.
Propiedades psicométricas de la SCCS y sus adaptaciones
En la Tabla 1 se presentan las propiedades psicométricas de las distintas versiones de la escala. En la mayoría de sus versiones se encontró una estructura unidimensional, una consistencia interna de adecuada a buena y abundantes evidencias a favor de la validez de constructo.
Tabla 1. Propiedades psicométricas de las adaptaciones de la Escala de Claridad en el Autoconcepto.
| Estudio | Muestra | Validez factorial | Validez externa | Confiabilidad | ||
|---|---|---|---|---|---|---|
| Origen | Grupo etario | Estructura factorial | Tipo de análisis | |||
| Matto y Realo (2001) | Estonia | 14 a 80 años | Unifactorial | AFE | -Validez de constructo (correlación con AEG, autoconciencia, neuroticismo y escrupulocidad) |
Alpha de Cronbach: .86 Test re-test a 6 meses (r .67) |
| Steffgen, Da Silva y Recchia (2007) | Alemania | Adolescentes de 15 a 20 años | Bifactorial | AFE – AFC |
-Validez de constructo (correlación con amenaza al ego) -Validez de criterio (predice agresividad) |
Alpha de Cronbach: .82 |
| Alemania | Adultos motociclistas de 19 a 61 años | Unifactorial | AFE – AFC |
-Validez de constructo (correlaciona con narcisimo, enojo, comportamiento agresivo) -Validez de criterio (predice enojo y agresividad en la ruta) |
Alpha de Cronbach: .77 | |
| Macek y Širůček (2008) | Checoslovaquia | 15 años | Unifactorial | AFE AFC | - | Alpha de Cronbach: .82 |
| Wu y Watkins (2009) | China | 11 a 21 años | Unifactorial | AFE AFC | -Validez de constructo (correlaciona con autoestima y ansiedad) | Alpha de Cronbach: .86 |
| Tokunaga y Horiuchi (2012) | Japón | Adultos emergentes. Edad media 19.9 SD = 1.49 | Unifactorial | AFE AFC |
-Validez de constructo (correlaciona con AEG, depresión, ansiedad, autoconciencia y los factores de personalidad del modelo de los cinco grandes) -Validez concurrente (correlaciona con la Escala Multidimensional de identidad del ego y de la Escala de Estabilidad del Self) |
Alpha de Cronbach: .84 Test-retest a un mes (r = .79) |
| Scalas, Fadda y Meleddu (2013) | Italia | Estudiantes de 13 a 21 años | Unifactorial | AFE AFC | -Validez de constructo (correlaciona con AEG, neuroticismo, extraversión, y bienestar) | -Alpha de Cronbach: .84 |
| Brunot, Valéau y Juhel (2015) | Francia | 15 a 62 años | Unifactorial | AFC |
-Validez de constructo (correlaciona con AEG, escrupulocidad, acuerdo, orientación a la comparación social) -Validez de criterio (predice un alto grado de coincidencia entre el autoconcepto y el prototipo de preferencia ocupacional) |
-Alpha de Cronbach: .83 Test-retest a dos meses (r = .77) |
| Carlín Farach, 2017 | Perú | Estudiantes de educación superior de 16 a 32 años | Unifactorial | AFE | -Validez de constructo (correlación con AEG, ansiedad, depresión, neurotisismo, estraversión, apertura y escrupulocidad) | -Alpha de Cronbach: .84 |
| Suszek, Fronczyk, Kopera y Maliszewski (2018) | Polonia | Estudiantes universitarios de 17 a 70 años | Unifactorial | AFE AFC | -Validez de constructo (correlación con AEG, estrés psicológico, neuroticismo y escrupulosidad) |
-Alpha de Cronbach: .86 -Test re-test a un mes (r = .87) |
El presente estudio
El presente trabajo se propone presentar el proceso de adaptación y validación de la SCCS para su uso con adolescentes de zonas urbanas de Argentina. Para ello se realizaron tres estudios: un estudio de ensayo y dos de validación. En el primero, se realizó la retraducción de la escala, se estudió la validez de contenido y su estructura interna por medio de análisis factorial exploratorio (AFE).
En el segundo, se buscó confirmar la estructura factorial por medio de análisis factorial confirmatorio (AFC). Asimismo, se realizaron comparaciones en función de la edad y sexo ya que existe evidencia de que la claridad en el autoconcepto varía en función estas variables. Por un lado, se encontró que la claridad se no desarrolla de manera lineal. Hay un aumento en la adolescencia, declina en el pasaje a la adultez emergente y vuelve a aumentar durante esta última etapa. Por otro lado, se encontró que los varones presentan niveles más altos de claridad que las mujeres y estas diferencias se mantienen a lo largo del desarrollo (Crocetti et al., 2016).
En un tercer estudio, para obtener evidencias adicionales de la validez de constructo, se indagó la relación otro aspecto del autoconcepto que está fuertemente vinculado con el desarrollo de la identidad: los posibles sí mismos (PSs). Los PSs constituyen el autoconocimiento que hace referencia al propio potencial y futuro (Markus y Nurius, 1986). Los PSs tienen múltiples fuentes. Una de las más importantes es la autopercepción actual. Las concepciones de las habilidades y limitaciones propias, en el presente, se vinculan con las concepciones que se pueden desarrollar del sí mismo en el futuro. Al mismo tiempo, la forma en que el individuo se autopercibe hoy está fuertemente relacionada con lo que cree que puede pasarle en el futuro (M. G. Erikson, 2007). Los estudios empíricos muestran que los adolescentes con un autoconcepto positivo perciben una mayor probabilidad de alcanzar sus PSs deseados (e.g., McClelland, 2011; Sica, 2009). Sin embargo, no se ha indagado la relación entre los PSs y los aspectos estructurales del autoconcepto. Teniendo en cuenta la relación entre la claridad en el autoconcepto y la autoestima es esperable que también se relacionen con la imagen del self proyectada a futuro, sobre todo en su dimensión global. Es decir, que aquellos adolescentes que tienen un autoconocimiento más certero y estable también tengan una autovaloración global de sus PSs más positiva.
Estudio 1
Método
Participantes. La muestra estuvo compuesta por adolescentes de entre 13 y 19 años (n = 194) de ambos sexos (mujeres = 61.9 %) que asistían a escuelas de enseñanza media del Área Metropolitana Bonaerense (AMBA; edad M = 15.35; SD = 1.49). Un 64.0 % de los adolescentes pertenecían a hogares biparentales. Un 64.9 % de las madres y el 60.8% de los padres tenía estudios superiores (completos o incompletos).
Instrumentos de evaluación
Cuestionario socio-demográfico. Cuestionario especialmente diseñado para caracterizar a la muestra en función de variables sociodemográficas (e.g., edad, nivel educativo de los padres, composición familiar).
Escala de claridad en el autoconcepto (SCCS). Autores: Campbell et al. (1996). En su versión original evalúa la claridad en el autoconcepto a través de 12 ítems con cinco opciones de respuesta (Totalmente de acuerdo a Totalmente en desacuerdo).
Procedimiento. Adaptación lingüística y conceptual. Se realizó la retraducción de la escala (del inglés al español y del español al inglés). Se compararon ambas versiones para evaluar si la traducción era correcta. Por otra parte, tal como lo recomienda Hogan (2015), se crearon nuevos ítems para poder seleccionar los que tengan un mejor funcionamiento desde el punto de vista psicométrico. Para la creación de los ítems se siguió un criterio racional: la revisión de la literatura.
El primer conjunto de ítems fue evaluado por 5 jueces expertos en evaluación psicológica y en el trabajo con adolescentes. Los jueces realizaron la valoración del grado de ajuste ítem–constructo y adecuación lingüística y conceptual. Se seleccionaron los ítems que todos los jueces valoraron como muy representativos del constructo. Se realizaron varias modificaciones en la redacción de los ítems basadas en las observaciones de los jueces.
Por último, se realizó una prueba piloto. La escala fue respondida por diez adolescentes de ambos sexos de entre 13 y 17 años. En su mayoría señalaron que la escala era comprensible e interesante. Se modificaron algunos ítems y la consigna en función de los comentarios de los adolescentes.
La versión preliminar de la escala estuvo compuesta por 23 ítems con 5 opciones de respuesta que evaluaban el grado de acuerdo. Nueve de los ítems correspondían a ítems de la escala original sin modificar, un ítem de la escala original fue modificado en función de las sugerencias de los jueces expertos y se crearon 13 ítems nuevos. Dos de los ítems de la escala original fueron eliminados. Uno de ellos por sugerencia de los jueces expertos y, el otro, porque según los autores corresponde a otro constructo: metas claras (Campbell et al., 1996).
Administración de la versión preliminar de la escala. El presente estudio cuenta con el aval del comité de ética de la Universidad Abierta Interamericana (UAI). Los adolescentes respondieron los cuestionarios en forma grupal. La consigna fue explicada por los investigadores. Su participación fue voluntaria, anónima y confidencial. Se solicitó el consentimiento escrito de los padres indicando que aceptaban que sus hijos participaran en el estudio.
Procesamiento de datos. Se estudió la estructura interna de las escalas por medio de un AFE a través del Análisis Paralelo (PA) (Horn, 1965). Se aplicaron los Mínimos cuadrados no ponderados (ULS) para determinar el número de factores a retener (Lorenzo-Seva, 1999). Debido a que los variables presentaban una asimetría y curtosis en el rango (-1, 1) –ver Tabla 2 en la sección Resultados–, el AFE se basó en matrices de correlaciones de Pearson (ver Lloret-Segura et al., 2014 para una revisión). Se usó el método de rotación Promin (Lorenzlo-Seva, 1999). La adecuación de la matriz se evaluó mediante la prueba de K-M-O y la prueba de esfericidad de Bartlett. Se utilizó el GFI (Bondad de ajuste) para evaluar la adecuación del modelo factorial. El criterio de carga elegido para retener cada elemento en cada factor fue mayor a .30 (Hair et al., 2001). A su vez, se calculó el porcentaje de varianza explicada por los factores. Para realizar estos análisis se usó el programa Factor (versión 10.9.02, Ferrando y Lorenzo-Seva, 2017).
Tabla 2. Matriz de cargas sin rotar.
| Ítem | Carga factorial | Correlación ítem/total corregida | Alfa si se elimina el ítem |
|---|---|---|---|
| 1-Paso mucho tiempo preguntándome qué tipo de persona soy realmente | .55 | .51 | .82 |
| 2-Mis creencias sobre mí parecen cambiar muy frecuentemente | .69 | .61 | .80 |
| 3-Mis ideas sobre cómo soy son coherentes entre sí | .58 | .53 | .81 |
| 4-Si me pidieran que describiera mi personalidad, mi descripción podría llegar a ser diferente de un día a otro | .73 | .64 | .80 |
| 5-Me resulta difícil poder describirme | .64 | .58 | .81 |
| 6-Mis ideas sobre mí suelen ser siempre las mismas | .49 | .44 | .82 |
| 7-En general, tengo un sentido claro de quién y cómo soy | .69 | .63 | .80 |
| 8-Tengo creencias sobre mí que suelen ser opuestas entre sí | .58 | .53 | .81 |
| Autovalores | 3.70 | ||
| % de varianza explicada | 56.20 | ||
| Alpha | .83 |
Nota:KMO = .87, Prueba de esfericidad de Bartlett: X² (190, 28) = 435.8 (p < .001). Bondad de ajuste (GFI) = 0.99.
La homogeneidad se analizó por medio de la correlación ítem-total corregida. También se calcularon los coeficientes de consistencia interna con el alfa de Cronbach. Para realizar los análisis estadísticos se utilizó el paquete estadístico SPSS (versión 21) para Windows (IBM Corporation, 2012).
Resultados
Validez de contenido. A partir de la valoración por parte de los jueces y la prueba piloto se puede concluir que la versión preliminar de la escala posee una adecuada validez de contenido y que se logró su adaptación lingüística y conceptual.
Análisis factorial exploratorio. El AFE para la Escala de Claridad en el Autoconcepto resultó en un factor que explica el 56.2 % de la varianza. La prueba de K-M-O y Barrett mostró la suficiencia de la matriz (ver Tabla 2). Los ítems mostraron cargas adecuadas (superiores a .30). Los ítems se agruparon en una sola dimensión. El modelo presenta una adecuada bondad de ajuste (GFI = .99).
Funcionamiento de los ítems. Como puede observarse en la Tabla 3 los ítems de la primera versión adaptada de la escala presentan una buena homogeneidad: todos los ítems presentan correlación ítem/total corregida superiores a .30. Por último, presenta una de buena consistencia interna. Ninguno de los ítems aumenta el alfa al ser eliminado.
Tabla 3. Estadísticos descriptivos de los ítems de la Escala de Claridad en el Autoconcepto.
| Ítem | Mdn | M | DE | Asimetría | Curtosis | Mínimo | Máximo |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 1 | 3.00 | 2.98 | 1.35 | -0.04 | -1.26 | 1 | 5 |
| 2 | 3.00 | 3.20 | 1.20 | -0.15 | -0.89 | 1 | 5 |
| 3 | 4.00 | 3.47 | 0.90 | -0.55 | 0.52 | 1 | 5 |
| 4 | 4.00 | 3.41 | 1.23 | -0.48 | -0.79 | 1 | 5 |
| 5 | 3.00 | 3.00 | 1.33 | 0.05 | -1.15 | 1 | 5 |
| 6 | 3.00 | 3.11 | 1.14 | 0.04 | -0.86 | 1 | 5 |
| 7 | 4.00 | 3.47 | 1.11 | -0.54 | -0.33 | 1 | 5 |
| 8 | 3.00 | 3.18 | 1.10 | -0.01 | -0.71 | 1 | 5 |
Estudio 2
Método
Participantes. La muestra estuvo compuesta por adolescentes de entre 13 y 19 años (n = 277) de ambos sexos (mujeres = 67.1 %) que asistían a escuelas de enseñanza media del AMBA (edad M = 15.31; SD = 1.50). Un 54.6 % de los adolescentes pertenecían a hogares biparentales. Un 58.5 % de las madres y el 56.6 % de los padres tenía estudios superiores (completos o incompletos).
Procedimiento. Se utilizó el mismo procedimiento que en el estudio 1 (ver Administración de la escala).
Instrumentos
Cuestionario socio-demográfico (ver Estudio 1).
Escala de claridad en el autoconcepto (SCCS). Autores: Campbell et al. (1996). Se aplicó la escala resultante del estudio anterior compuesta por 8 ítems con cinco opciones de respuesta (Totalmente de acuerdo a Totalmente en desacuerdo).
Procesamiento de datos. Para estudiar la adecuación del modelo unifactorial de ocho ítems se realizó un AFC con el complemento AMOS para SPSS (versión 21, IBM Corporation, 2012), utilizando el método de distribución asintótica libre. Se valoró el índice de bondad de ajuste (GFI), el índice comparativo de ajuste (CFI) y el índice de ajuste incremental (IFI). Se considera que va-lores superiores a .90, en estos índices, indican un buen ajuste (Hu y Bentler, 1999). Por otro lado, se calculó la raíz cuadrática media del error de aproximación (RMSEA), que debe presentar valores iguales o inferiores a .08 (Hu y Bentler, 1999).
Resultados
Análisis factorial confirmatorio. Se puso a prueba un modelo de medida de un factor latente de primer orden que satura ocho ítems. Todos ellos indicaron un buen ajuste del modelo (χ2(276,20) = 32.70, p = .036; χ2/gl = 1.64; GFI = .96; IFI = .92; CFI = .92; RMSEA = .05). En la Figura 1 se presenta el modelo con los pesos de regresión de las variables, que van desde .50 a .78.
Figura 1. Modelo unifactorial resultado del análisis factorial confirmatorio de la Escala de Claridad en el Autoconcepto.
Diferencias por edad y sexo. Se encontró una diferencia estadísticamente significativa en la claridad en el autoconcepto en función de la edad (t[261] = -2.48, p = .014, d = 0.33) y el sexo (t[274] = 3.71, p < .001, d = 0.47). Por un lado, los adolescentes en la etapa temprana presentan menores niveles de claridad (M = 23.60, DE = 5.81) que los adolescentes en la adolescencia media (M = 25.65, DE = 6.71). Por el otro, los varones presentan una mayor claridad en el autoconcepto (M = 27.11, DE = 6.65) que las mujeres (M = 24.11, DE = 6.12).
Estudio 3
Método
Participantes. La muestra estuvo compuesta por adolescentes de entre 13 y 16 años (n = 90) de ambos sexos (mujeres = 68.5 %) que asistían a una escuela de enseñanza media de la Ciudad Autónoma de Buenos Aires (edad M = 15.28; SD = 0.82). Un 64.0 % de los adolescentes pertenecían a hogares biparentales. Un 94.4 % de las madres y el 86.5 % de los padres tenía estudios superiores (completos o incompletos).
Procedimiento. Se utilizó el mismo procedimiento que en los estudios previos.
Instrumentos.
Escala de claridad en el autoconcepto (SCCS). Autores: Campbell et al. (1996). Se aplicó la escala resultante del estudio anterior compuesta por 8 ítems con cinco opciones de respuesta (Totalmente de acuerdo a Totalmente en desacuerdo).
Escala de la percepción de sí mismo en el futuro (Molina et al., 2017). Evalúa la autopercepción futura en cinco dominios: autosuficiencia, relación con los pares, apariencia física, habilidad física, buen comportamiento y valoración global. Posee 43 ítems con cinco opciones de respuesta (Muy probable a Muy poco probable). La escala presenta una adecuada validez de contenido, factorial, de constructo y convergente. A su vez, tiene buena confiabilidad (coeficientes de confiabilidad de .94 a .80). En esta muestra se hallaron adecuados indicadores de consistencia interna (alpha de Cronbach): autosuficiencia, α = .76; buen comportamiento, α = .76; apariencia física, α = .83; habilidad física, α = .81; relación con los pares, α = .80; y valoración global, α = .75.
Procesamiento de datos. En primer lugar, se exploró la distribución de las variables. En la Tabla 4 presentamos los estadísticos descriptivos de las variables. Debido a que todas las variables presentan una asimetría y curtosis en un rango de (-1, 1) se decidió usar estadísticos paramétricos (ver Lloret-Segura et al., 2014 para una revisión).
Tabla 4. Estadísticos descriptivos de las variables.
| Variable | Mdn | M | DE | Asimetría | Curtosis | Mínimo | Máximo |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| PSs Autosuficiencia | 45.00 | 44.78 | 4.70 | -0.36 | -0.14 | 30.00 | 53.00 |
| PSs Relación con los pares | 36.00 | 35.28 | 4.94 | -0.55 | -0.04 | 23.00 | 45.00 |
| PSs Buen comportamiento | 19.00 | 18.67 | 3.50 | 0.03 | -0.58 | 11.00 | 25.00 |
| PSs Apariencia física | 18.00 | 17.83 | 4.00 | -0.15 | -0.63 | 8.00 | 25.00 |
| PSs Habilidad física | 20.00 | 18.94 | 4.30 | -0.78 | 0.23 | 7.00 | 25.00 |
| PSs Valoración global | 33.00 | 32.16 | 4.28 | -0.34 | -0.37 | 21.00 | 40.00 |
| Claridad en el autoconcepto | 27.00 | 26.94 | 6.24 | -0.13 | -0.20 | 12.00 | 40.00 |
Nota:PSs = posibles sí mismos.
En segundo lugar, se analizó la relación entre los PSs de los adolescentes y la claridad en el autoconcepto por medio de correlaciones de Pearson. Para estudiar el tamaño del efecto se empleó el coeficiente r siguiendo los criterios de Cohen (1992): .10 = pequeño, .30 = mediano, .50 = grande.
En la Tabla 5 se presentan las correlaciones de Pearson entre la claridad en el autoconcepto y los PSs. La claridad en el autoconcepto se asocia positivamente con los PSs en el dominio de la autosuficiencia, la relación con los pares, la apariencia física y la valoración global (p < .001).
Tabla 5. Correlaciones de Pearson entre la claridad en el autoconcepto y los posibles sí mismos.
| 1. | 2. | 3. | 4. | 5. | 6. | 7. | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 1.Claridad en el autoconcepto | - | .43** | .43** | .05 | .51** | .19 | .54** |
| 2.PSS Autosuficiencia | - | .58** | .14 | .58** | .11 | .63** | |
| 3.PSS Relación con los pares | - | .11 | .42** | .21 | .58** | ||
| 4.PSS Comportamiento | - | .18 | -.11 | .23* | |||
| 5.PSS Apariencia Física | - | .11 | .66** | ||||
| 6.PSS Habilidad Física | - | .12 | |||||
| 7.PSS Valoración global | - |
Nota:PSs = posibles sí mismos.
Discusión
La adolescencia es una etapa en la que la formación de la identidad es una tarea central (E. H. Erikson, 1968). En este estudio presentamos los resultados de la adaptación y validación de una escala ampliamente utilizada en el mundo para evaluar la confianza y estabilidad del autoconocimiento. Nuestros hallazgos presentan evidencias a favor de la validez y confiabilidad de la Escala de Claridad en el Autoconcepto, para ser usada con adolescentes de zonas urbanas de Argentina.
Este estudio se dividió en dos etapas: una de ensayo y otra de validación. En la primera etapa se realizó la adaptación lingüística y conceptual, se analizó la validez de contenido, y la estructura interna de la escala.
En primer lugar, a través de la prueba piloto y valoración de jueces expertos se pudo establecer que la escala adaptada es adecuada, desde el punto de vista lingüístico y semántico para nuestra cultura y el grupo etario de interés. En segundo lugar, la evaluación por parte de jueces expertos indicó que la escala presenta una adecuada validez de contenido, es decir, los reactivos que la componen son representativos del constructo que pretende evaluar.
En tercer lugar, se logró replicar la estructura unifactorial identificada en estudios anteriores (ver Tabla 1). El contenido de este factor hace referencia a la percepción de consistencia interna respecto de las propias creencias, la estabilidad temporal de la imagen propia, y la certeza en el conocimiento sobre uno mismo. Es decir, que da cuenta de los principales aspectos de la definición del constructo: claridad, confianza, consistencia interna y estabilidad temporal (DeMarree y Lodi-Smith, 2017). A su vez, es importante señalar que, en la versión original de la escala, la mayor parte de los ítems tenían un sentido negativo (siete ítems negativos y cuatro ítems positivos). Es decir, más que el grado de confianza en el propio autoconocimiento medían la ausencia de claridad. Las adaptaciones posteriores tienen un contenido similar (ver Wu y Watkins, 2009 para una revisión). La versión argentina de este cuestionario, presenta tres ítems positivos y cinco negativos. Por lo tanto, el contenido de nuestro instrumento también presenta más ítems negativos que positivos. Una explicación para esto es que, al estar en plena exploración de la identidad, los adolescentes tengan más facilidad para dar cuenta de la experiencia de falta de claridad sobre sí mismos. En cambio, puede que les resulte más difícil reportar vivencias de autocerteza y un sentido claro de quiénes son (Wu y Watkins, 2009).
Los ítems que integran esta primera versión del instrumento presentan un adecuado funcionamiento: buena capacidad de discriminación y homogeneidad. Asimismo, dicha dimensión presenta una adecuada consistencia interna, equivalente a la de las otras adaptaciones de la escala (ver Tabla 1). Esto indica que es confiable para su uso con esta población.
En la segunda fase de la adaptación de este instrumento, se buscó confirmar la adecuación del modelo unidimensional y obtener evidencias a favor de la validez de constructo. Al igual que en las versiones anteriores, se obtuvieron evidencias de que el modelo unifactorial de ocho ítems presenta un buen ajuste. Por otro lado, la escala logró diferenciar entre varones y mujeres en el sentido esperado: los varones refieren una mayor claridad que las mujeres. Esta tendencia puede deberse al hecho de que las mujeres tienden a reflexionar más sobre su identidad y, por tanto, pueden ser más críticas respecto del grado de claridad en su autoconocimiento (Crocetti et al., 2016). Asimismo, se encontró que los adolescentes tempranos, presentan niveles más bajos de claridad que los que están en la adolescencia media. Esto presenta evidencias a favor de la validez de constructo ya que es esperable que a medida que transcurre la adolescencia, los jóvenes exploren y se progresen en la formación de la identidad. Por lo tanto, es previsible que aumente la claridad en el autoconcepto a lo largo de esta etapa vital (Crocetti et al., 2016). En nuestro trabajo, no tuvimos suficiente cantidad de adolescentes en la etapa tardía. Por esta razón, no pudimos analizar el declive de la claridad que es esperable que se produzca en el pasaje de la adolescencia a la adultez emergente.
Otro de los objetivos de este trabajo fue indagar la relación entre la escala y otro constructo teóricamente relacionado: los posibles sí mismos. Los resultados muestran que se encontraron relaciones en el sentido esperado: cuanto más altos los niveles de claridad en el autoconcepto mayor es la probabilidad percibida de alcanzar PSs positivos en los dominios de la autosuficiencia, la relación con los pares, la apariencia física y la valoración global. Estos resultados corroboran la hipótesis que plantea que aquellos adolescentes que tienen un autoconocimiento más claro también perciben mayores probabilidades de tener un sí mismo positivo en el futuro. Estos hallazgos concuerdan con estudios previos que señalan que una autopercepción actual positiva se asocia a PSs más positivos (e.g., McClelland, 2011; Sica, 2009), así como también con aquellos que indican que aspectos estructurales como la claridad se vinculan con aspectos de contenido como la autoestima global (ver Cicei, 2012 para una revisión). Al mismo tiempo, los hallazgos del presente estudio expanden el conocimiento previo, ya que muestran que los aspectos estructurales del autoconcepto actual también se asocian con aspectos de contenido (valorativos) de la percepción del sí mismo en el futuro.
Limitaciones y direcciones futuras
Existen algunas limitaciones que se pueden encontrar en este estudio. En primer lugar, se trabajó con una muestra no probabilística y por conveniencia. Por esta razón, los resultados no son directamente generalizables a todos los adolescentes de Argentina. Asimismo, se trabajó únicamente con adolescentes de escuelas privadas. Por tal motivo, futuros estudios deberán replicar los hallazgos de esta investigación con estudiantes de escuelas públicas. A su vez, debido a la universalidad del constructo resulta de interés conocer su funcionamiento en población no escolarizada.
No obstante, este trabajo ha permitido adaptar y validar la Escala de Claridad en el Autoconcepto para su uso con población adolescente. Se concluye que el instrumento posee adecuada validez de contenido, factorial y de constructo, así como una muy buena confiabilidad. El constructo operacionalizado reviste gran interés debido al impacto que posee sobre el desarrollo positivo de los adolescentes. De esta forma, este instrumento constituye una herramienta de gran utilidad no sólo para el contexto de investigación, sino también para la evaluación psicológica llevada a cabo en el ámbito clínico, educacional y en orientación vocacional.
