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.

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.

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}).

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.

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).

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).

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).

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.