Home
Google Scholar
 Nothing psychological is strange to us
III Congreso Nacional de Psicología - Oviedo 2017
Universidad de Oviedo

 

Aviso Legal

SELECTED ARTICLE

Psicothema

ISSN Paper Edition: 0214-9915  

2000. Vol. 12, nº 3 , p. 390-398
Copyright © 2014


Print View PDF  

  

CUESTIONARIO DE EVALUACIÓN DE DIFICULTADES INTERPERSONALES EN LA ADOLESCENCIA

 

Cándido J. Inglés Saura, Francisco Xavier Méndez Carrillo y Mª Dolores Hidalgo Montesinos

Universidad de Murcia

Este trabajo describe la elaboración y las propiedades psicométricas de una nueva medida de autoinforme destinada a detectar el nivel de dificultad que presentan los adolescentes en sus relaciones interpersonales. El Cuestionario de Evaluación de Dificultades Interpersonales en la Adolescencia (CEDIA) está compuesto por 39 ítems distribuidos en cinco factores: Aserción, Relaciones con el otro Sexo, Relaciones con Iguales, Hablar en Público y Relaciones Familiares, que explican el 32.92% de la varianza. El estudio de la fiabilidad indica que el CEDIA posee una elevada consistencia interna (α = .91). Los análisis de varianza revelan que las chicas presentan un mayor nivel de dificultad en las relaciones interpersonales que los chicos, pero no existen diferencias en función de la edad ni de la interacción sexo-edad.

Questionnaire about interpersonal difficulty for adolescents. This study describes the elaboration and the psychometric properties of a new self-report measure developed to identify the level of difficulty that adolescents show in their interpersonal relationships. The Cuestionario de Evaluación de Dificultades Interpersonales en la Adolescencia (CEDIA) is composed of 39 items grouped in five factors: Assertiveness, Heterosocial Relationships, Peer Relationships, Public Speaking and Family Relationships, that accounted for 32.92% of the total variance. The results indicate that the CEDIA has a high internal consistency (α = .91). Two-way analysis of variance found significant differences on gender, showing that females had higher level of difficulty in interpersonal relationships than males, but neither differences in age nor gender¥age interaction were found.

 
Print

View PDF

Correspondencia: Cándido J. Inglés Saura
Facultad de Psicología
Universidad de Murcia
30080 Murcia (Spain)
E-mail: jingles@fcu.um.es

 

La implementación de programas dirigidos a superar las dificultades de los adolescentes en sus relaciones interpersonales requiere procedimientos de evaluación fiables, válidos y viables con el fin de seleccionar poblaciones de riesgo y valorar la mejoría producida por el tratamiento (Hops y Greenwood, 1988). Aunque se han utilizado entrevistas, informes de personas significativas (padres, maestros, iguales), observación en situaciones naturales y artificiales (role-playing), y autorregistros (Gresham y Cavell, 1986), las medidas de autoinforme son las más empleadas por su bajo coste y fácil aplicación. Además poseen la ventaja de evaluar los pensamientos y sentimientos del sujeto en situaciones sociales (Foster, Inderbitzen y Nangle, 1993). En comparación con población universitaria y adulta, existen menos autoinformes construidos directamente para adolescentes. Por esta razón algunas investigaciones han recurrido a adaptaciones de instrumentos originariamente desarrollados para adultos o estudiantes de primaria.

En la década de los 80 se elaboraron varios autoinformes para adolescentes, la List of Social Situation Problems (LSSP; Spence, 1980), la Adolescent Assertion Expression Scale (AAES; Connor, Dann y Twentyman, 1982), el Questionnaire about Social Difficulty for Adolescents (QSDA; Lindsay y Lindsay, 1982), la Matson Evaluation of Social Skills for Youngsters (MESSY; Matson, Rotatori y Helsel, 1983), el School-Related Social Behavior Questionnaire (SRSBQ; Loranger, Poirier y Gauthier, 1983), la Assertiveness Scale for Adolescents (ASA; Lee, Hallberg, Slemon y Haase, 1985), el Class Conduct Questionnaire (CCQ; Loranger y Arsenault, 1989), la Perceived Adolescent Relationship Scale (PARS; Andrews y Francis, 1989) y la Adolescent Social Self-Efficacy Scale (S-EFF; Connolly, 1989). En la década de los 90 aparecieron tres autoinformes más, el Teenage Inventory of Social Skills (TISS; Inderbitzen y Foster, 1992), la Escala de Asertividad para Niños y Adolescentes (EA, Godoy, Gavino, Martorell y Silva, 1993), la cual es la única medida de autoinforme elaborada y validada en población española, el Checklist of Adolescent Problem Situations (CAPS; Cavell y Kelley, 1994), y el Interpersonal Problem Situation Inventory for Urban Adolescent (IPSIUA; Farrell, Ampy y Meyer, 1998). En la tabla 1 se presentan las principales características de los instrumentos anteriormente mencionados.

Sin embargo, la mayoría de los autoinformes revisados evalúan habilidades sociales, especialmente aserción, y no exploran exhaustivamente las áreas sociales ni las personas con las que el adolescente se relaciona.

El objetivo principal de esta investigación fue analizar las propiedades psicométricas del Cuestionario de Evaluación de Dificultades Interpersonales en la Adolescencia (CEDIA), con el fin de disponer de un instrumento para evaluar los problemas experimentados por los adolescentes en diferentes contextos sociales.

El segundo objetivo fue realizar un análisis descriptivo de las dificultades interpersonales en la adolescencia en función del sexo y de la edad. Varios estudios han hallado que las adolescentes presentan más ansiedad social (Inderbitzen, Walters y Bukowski, 1997; La Greca y Lopez, 1998; Martínez, Méndez, Hidalgo e Inglés, 1999), mayor dificultad para mostrarse asertivas (Furnham y Henderson, 1981; Spence y Liddle, 1990), relacionarse con el otro sexo (Burke y Weir, 1978; Golberg y Botvin, 1993), y con los padres e iguales (Cavell y Kelley, 1994). Sin embargo, otras investigaciones con adolescentes británicos (Furnham, 1984; Furnham y Gunter, 1983), americanos (Connor et al., 1982; Farrell et al., 1998) y españoles (Méndez, Inglés y Hidalgo, 1999a) no han encontrado diferencias sexuales. Por otro lado, la adolescencia es un período sensible para el aprendizaje de habilidades interpersonales específicas (Inderbitzen y Foster, 1992), como independencia de los adultos y pertenencia a grupos de iguales (Mayseless, Wiseman y Hai, 1998), inicio de relaciones con el otro sexo (Bracken y Crain, 1994), o contactos con desconocidos en situaciones comerciales y de servicios (Flores y Díaz, 1995). La dificultad para establecer nuevas relaciones interpersonales puede originar o agravar problemas en esta etapa evolutiva, como la tradicional «laguna generacional» entre los padres y sus hijos adolescentes (Petersen, 1988).

Método

Sujetos

Participaron 415 adolescentes, estudiantes de Educación Secundaria Obligatoria y de Bachillerato, de un Instituto de Educación Secundaria de la ciudad de Murcia, cuyo rango de edad fue de 12 a 18 años (M = 14.78; DT = 1.96). En la tabla 2 se presenta la distribución de sujetos por edades y sexos.

Procedimiento

a) Elaboración del CEDIA

Nuestro equipo de investigación seleccionó una amplia gama de interacciones sociales, clasificadas respecto a las áreas en las que habitualmente se desenvuelve el adolescente: instituto, amigos, familia y calle. En cada contexto los estímulos eran personas (o grupos) de diferente edad, sexo, nivel de autoridad y grado de conocimiento. Se escogieron diez conductas sociales: opiniones, cumplidos, gracias, empatía, conversación, información, favores, perdón, quejas y derechos. Se evaluaron las interacciones sociales en distintas muestras de adolescentes. Finalmente el banco de 200 ítems quedó reducido a 83 al aplicar criterios «teórico-clínicos» y «analítico-factoriales» (Méndez, Inglés e Hidalgo, 1999b). Sin embargo, la prueba resultante presentaba varios inconvenientes. En primer lugar, el número de ítems, a pesar de haberse reducido más de la mitad, continuaba siendo elevado, de modo que su cumplimentación exigía bastante tiempo. En segundo lugar, algunas interacciones relevantes, como las relaciones con el otro sexo (Heimberg, Madsen, Montgomery y McNabb, 1980) o hablar en público (Inglés, Méndez e Hidalgo, 1999; Méndez, Inglés e Hidalgo, 1999a) no estaban suficientemente representadas. En tercer lugar, los adolescentes encontraban difícil contestar utilizando el formato de tabla de doble entrada de la prueba.

Basándonos en la revisión de la literatura, en los autoinformes existentes, en la experiencia y en los resultados de estudios anteriores, cuatro miembros de nuestro equipo de investigación elaboraron de forma independiente 105 ítems representativos de las relaciones interpersonales características de la adolescencia de la siguiente manera: a) se formularon en forma de pregunta los 83 ítems del banco incial, y b) se incorporación 22 nuevos ítems sobre relaciones con el otro sexo y hablar en público. A continuación se entregó el listado a una muestra aleatoria de 84 adolescentes, 12 por cada grupo de edad, de un Instituto de Educación Secundaria de similares características al centro donde se reclutó la muestra del estudio, para que escogieran los que juzgaran más apropiados a sus edades. Los jueces y los adolescentes valoraron el grado de pertinencia de cada uno de los ítems con una escala Likert de cuatro puntos (0 = nada pertinente, 4 = muy pertinente). Para retener un ítem del banco inicial se establecieron dos criterios: a) que al menos tres de los jueces lo estimaron muy pertinente (75% de acuerdo) y b) que la puntuación media de la evaluación realizada por los adolescentes fuera como mínimo igual o superior a tres. Treinta y tres ítems no cumplieron estos dos criterios, por lo que fueron eliminados y el instrumento quedó compuesto finalmente por 72 ítems redactados en forma de pregunta, «¿Tienes dificultad para...?», para cada uno de los cuales el sujeto valora su grado de dificultad por medio de una escala Likert de cinco puntos, de 0 = «ninguna dificultad» a 4 = «máxima dificultad».

b) Aplicación del CEDIA

Se llevó a cabo una entrevista con el jefe del departamento de orientación del instituto para explicar los objetivos de la investigación, describir el instrumento de evaluación y solicitar el permiso y la colaboración del centro.

Los sujetos contestaron el cuestionario, de forma colectiva en el aula, durante la hora asignada a la actividad de tutoría. Se procedió a la entrega de los ejemplares, que incluían las instrucciones, los 72 ítems iniciales y 3 preguntas abiertas para preservar la validez de contenido: «¿existen otras relaciones interpersonales en las que tengas dificultad?»; «¿hay alguna pregunta que no hayas entendido?»; «¿consideras inapropiada para tu edad alguna de las cuestiones planteadas?». Se indicó que cumplimentaran los datos de identificación. A continuación se leyó en voz alta las instrucciones, aclarando cualquier duda, pero procurando no influir en la respuesta de los sujetos y recalcando la importancia de no dejar ninguna pregunta sin contestar. Un investigador estuvo presente durante toda la aplicación para proporcionar ayuda si era necesaria, para verificar la cumplimentación correcta e independiente por parte de los sujetos y para asegurarse que los datos de identificación habían sido debidamente anotados.

Análisis de datos

Con el fin de explorar la estructura subyacente del cuestionario, se realizó un análisis factorial común de ejes principales iterados con rotación varimax, mediante el paquete estadístico SYSTAT 8.0 (Wilkinson, 1997). Para calcular las correlaciones de cada ítem con las puntuaciones de su respectivo factor y del total del CEDIA, se efectuó un análisis clásico de ítems a través del programa TESTAT 2.0 (Stenson, 1988). La homogeneidad del cuestionario fue analizada mediante del coeficiente de consistencia interna «α» de Cronbach. Finalmente, el estudio de las diferencias en función de la edad y el sexo en dificultad interpersonal se realizó por medio de análisis de varianza (ANOVA) inter-sujetos 2x7 (Sexo x Edad) con las puntuaciones total y de los cinco factores del CEDIA.

Resultados

En primer lugar, procedimos a la depuración del instrumento, después calculamos sus propiedades psicométricas y por último realizamos un análisis descriptivo de las dificultades interpersonales en la adolescencia.

Análisis factoriales y depuración de ítems

Los criterios para definir la solución factorial fueron: a) seleccionar los factores con autovalor mayor que 1 y que explicaran, al menos, el 5% o más de la varianza total, b) seleccionar los ítems que saturaran en los factores seleccionados con carga factorial igual o mayor que .40, y c) eliminar los ítems en los que al menos el 5% de la muestra los había valorado como incomprensibles o inapropiados para su edad.

Por medio de este proceso de depuración el número inicial de ítems se vio reducido a 39 elementos. Los ítems seleccionados fueron sometidos a un nuevo análisis factorial, utilizando los mismos criterios que en el análisis anterior. La solución factorial quedó constituida por 5 factores que explicaron el 32.92% de varianza total (véase Apéndice para prueba completa).

El primer factor, Aserción, explicó el 9.86% de la varianza total e incluyó 15 ítems relativos a las relaciones de los adolescentes con personal de servicios (camareros y dependientes), y con conocidos y desconocidos en la calle. El segundo factor, Relaciones con el otro Sexo, explicó el 6.21% de varianza e incluyó 6 ítems sobre las interacciones con personas del sexo opuesto. El tercer factor, Relaciones con Iguales, explicó el 5.95% de varianza y se compuso de 7 ítems referidos a diferentes interacciones con amigos y compañeros de clase de ambos sexos. El cuarto factor, Hablar en Público, explicó el 5.73% de varianza y comprendió 6 ítems, relacionados con situaciones en las que los adolescentes deben enfrentarse a un auditorio. El quinto factor, Relaciones Familiares, explicó el 5.17% de varianza y quedó compuesto por 5 ítems acerca de las relaciones de los adolescentes con el padre, la madre y los hermanos. En la tabla 3 se presenta la estructura factorial del CEDIA.

Análisis de ítems y fiabilidad

Las correlaciones ítem-factor fueron elevadas: .52 - .67 (Aserción), .65 - .79 (Relaciones con el otro Sexo), .58 - .69 (Relaciones con Iguales), .57 - .75 (Hablar en Público) y .66 - .70 (Relaciones Familiares). Se decidió conservar únicamente aquellos ítems cuyas correlaciones ítem-test fueran iguales o mayores de .30. La correlación ítem-test más alta fue .62, de los ítems 22 «¿Tienes dificultad para invitar a alguien del otro sexo a ir al cine?» y 35 «¿Tienes dificultad para iniciar una conversación con una persona del otro sexo que te atrae?», y la más baja fue .29, del ítem 34 «¿Tienes dificultad para quejarte a tus padres cuando no te dejan ir a la excursión que ha organizado tu centro escolar?». Aunque el ítem 34 no alcanzó el criterio (.30), decidimos mantenerlo por tres razones: a) para conservar, al menos, cinco ítems por factor, b) por ser el ítem con mayor carga factorial en su factor, y c) por su elevada correlación con el factor. El 51% de los ítems obtuvo una correlación ítem-test igual o superior a .50 y el 74% igual o superior a .45, mostrando un buen comportamiento de la mayoría de los ítems con respecto al total de la prueba. La tabla 4 presenta la correlación ítem-factor (RF), la correlación ítem-factor corregida (RCF), la correlación ítem-test (RT), la correlación ítem-test corregida (RCT), la media (M) y la desviación típica (DT) de cada uno de los ítems del cuestionario.

Los coeficientes de consistencia interna fueron .91 (CEDIA), .86 (Aserción), .82 (Relaciones con el otro Sexo), .75 (Relaciones con Iguales), .78 (Hablar en Público) y .69 (Relaciones Familiares).

Análisis descriptivo de las dificultades interpersonales

La puntuación media total de la muestra fue 38.48 (rango 0-156) y la desviación típica 20.69. La puntuación mínima fue 0 y la máxima 111, situándose la mediana en la puntuación 35. La puntuación resultante de dividir la media por el número de ítems del CEDIA fue .99.

Las chicas mostraron mayor dificultad interpersonal en el total del CEDIA, F (1, 401) = 3.85; p= .050, Aserción, F (1, 401) = 5.50; p= .019, Relaciones con el otro Sexo, F (1, 401) = 9.51; p= .002 , y Hablar en Público, F (1, 401) = 14.93; p= .000 . Por el contrario, los chicos puntuaron por encima en Relaciones con Iguales, F(1, 401) = 4.54; p= .034 y Relaciones Familiares, F (1, 401) = 11.35; p= .001.

Los grupos de edad no difirieron en la puntuación total del CEDIA. Las puntuaciones en los factores tampoco variaron con la edad, excepto el Factor 4 (Hablar en Público), F (6, 401) = 5.68; p= .000, dificultad que se incrementa con el paso de los años.

No se encontró un efecto significativo en las interacciones Sexo x Edad en la puntuación total del CEDIA y en las puntuaciones de los factores. La tabla 5 muestra las medias y desviaciones típicas por sexo y edad de la puntuación total del CEDIA y de los factores.

Sólo dos ítems obtuvieron una puntuación media superior a 2, valor central de la escala de estimación, superando la intensidad «mediana» de dificultad: 14 «¿Tienes dificultad para pedir a un desconocido que apague su cigarrillo porque te molesta?» (2.05) y 9 «¿Tienes dificultad para iniciar una conversación con un desconocido mientras esperas el autobús?» (2.02). Estos dos ítems fueron los de mayor dificultad para los chicos, aunque su puntuación media se situó por debajo del valor central. El ítem más problemático para las chicas fue el 28 «¿Tienes dificultad para acercarte y presentarte a alguien del otro sexo que te gusta?». Este ítem junto a los dos reseñados anteriormente (14 y 9) superaron el valor central de la escala de estimación.

Por el contrario, la puntuación media de tres ítems se situó por debajo de .30: 13 «¿Tienes dificultad para dar las gracias a tus amigos/as cuando salen en tu defensa?» (.23), 38 «¿Tienes dificultad para dar las gracias a un desconocido si te ayuda cuando te caes de la bici o de la moto?» (.24) y 24 «¿Tienes dificultad para dar las gracias a tu amigo/a cuando te ayuda en tus tareas escolares?» (.28). Estos tres ítems resultaron ser también los de menor dificultad para cada sexo. La tabla 6 presenta los ítems de la CEDIA con mayor y menor puntuación media.

Con el fin de conocer las interacciones específicas que causaban más y menos dificultad a un mayor número de adolescentes, calculamos los porcentajes de sujetos de la muestra total, así como los de chicos y chicas, que puntuaron con los valores máximo (4) y mínimo (0) en cada uno de los ítems. Al menos un 15% de sujetos indicó máxima dificultad en tres ítems alusivos a relaciones con el otro sexo y con desconocidos. Los chicos rebasaron este porcentaje en dos ítems solamente, mientras que las chicas lo superaron en cuatro ítems. Más del 75% de los sujetos no presentó ninguna dificultad en cuatro ítems relacionados con manifestaciones de agradecimiento. Los chicos excedieron esta proporción en los mismos cuatro ítems, en cambio las chicas la sobrepasaron en tres ítems más referidos a interacciones con personas del entorno familiar (ver tabla 7).

Discusión

Los objetivos principales de la investigación fueron elaborar un autoinforme para detectar las dificultades interpersonales en la adolescencia y realizar un estudio inicial para depurar la prueba. Los análisis factoriales redujeron los 72 ítems iniciales a 39. Los autoinformes que no parten de escalas prefijadas (sumisión-aserción-agresividad, conducta prosocial-conducta antisocial), aíslan entre 5 y 7 factores, apoyando la naturaleza multidimensional del constructo habilidad/dificultad social. Nosotros obtuvimos cinco factores, de los que tres hacen referencia a diferentes clases de personas con las que el adolescente se relaciona, miembros del otro sexo, iguales y familiares (factores 2, 3 y 5), y dos a distintos tipos de conducta social, aserción y hablar en público (factores 1 y 4). Estos factores cubren las áreas consideradas por muchos investigadores como las más importantes durante la adolescencia (Bracken y Crain, 1994; Cavell y Kelley, 1994) y concuerdan con los de estudios realizados con otros inventarios y/o con otras poblaciones. El porcentaje de varianza explicado, aunque bajo, es próximo al de pruebas similares como la AAES (22.9%), la S-EFF (30.5%) o el TISS (33%).

El contenido de los ítems 9, 12, 29, 37 y 38 no se corresponde con el de los factores en los que saturan. Sin embargo, tanto las cargas factoriales como las correlaciones ítem-test fueron elevadas. Además los ítems 9 y 38 obtuvieron puntuaciones extremas, siendo de interés su mantenimiento por el potencial valor discriminante. Consideramos, por tanto, la conveniencia de su reformulación. Así, la nueva formulación del ítem 12 podría ser: «¿Tienes dificultad para decirle a una persona del otro sexo que acaban de presentarte lo mucho que te gusta como viste?» Este es un problema frecuente de los autoinformes en este área, ya que la habilidad/dificultad en las relaciones sociales se considera un repertorio de conductas específicas en situaciones concretas. La multidimensionalidad del constructo explica la variedad de factores obtenidos y la existencia de ítems difíciles de agrupar como el factor miscelánea de la MESSY.

El rango de los coeficientes de consistencia interna obtenidos con las puntuaciones totales de las pruebas revisadas varía de .76 a .95, de modo que el «α» de Cronbach del CEDIA (.91) es uno de los más altos. Los rangos de consistencia interna de los factores de las pruebas existentes (de .54 a .89) y del CEDIA (de .69 a .86) son similares.

La puntuación media de los ítems del cuestionario correspondió al valor de la escala de estimación indicativo de «poca» dificultad interpersonal. Las relaciones con desconocidos y con personas del otro sexo fueron las de mayor nivel de dificultad interpersonal, mientras que las muestras de agradecimiento y las relaciones familiares ofrecieron menor dificultad. La literatura científica revela que la ansiedad ante las citas es un problema muy extendido en población universitaria (Heimberg et al., 1980; Twentyman, Boland y McFall, 1981). Nuestros resultados muestran que también es prevalente en población adolescente.

Las adolescentes presentaron mayor dificultad interpersonal global. Los descubrimientos sobre diferencias de sexo en conducta social son inconsistentes. Así, mientras que algunos estudios encuentran que las chicas presentan mayores dificultades y/o déficits en habilidades sociales, otros no obtienen diferencias sexuales. Por otro lado, puesto que los constructos dificultad/habilidad social son multidimensionales, las puntuaciones totales de los autoinformes no reflejan adecuadamente las diferencias sutiles debidas a la variable sexo (Crassini, Law y Wilson, 1979). En nuestra investigación las chicas informaron mayor dificultad interpersonal, excepto en relaciones de bajo nivel de dificultad (familiares y amigos). Tradicionalmente se han considerado comportamientos femeninos deseables anteponer las necesidades ajenas, ceder la iniciativa al otro sexo, reservarse las opiniones e inhibir los deseos por deferencia a los demás. Los estereotipos sexuales y las consiguientes pautas educativas originan diferencias en el proceso de socialización de ambos sexos.

El miedo a hablar en público aumentó con la edad. Muchos autores han resaltado la intensificación de los miedos y ansiedad social durante la adolescencia (Essau, Conradt y Petermann, 1999; Schneier, Johnson, Horning, Liebowitz y Weissman, 1992). Beidel y Randal (1994) explican este fenómeno por las crecientes demandas sociales y por el mayor desarrollo cognitivo, que elicitan en el adolescente preocupaciones sobre la evaluación que los demás realizan de su actuación.

El Cuestionario de Evaluación de las Dificultades Interpersonales en la Adolescencia es un instrumento complementario de la Escala de Asertividad para Niños y Adolescentes, de Godoy et al. (1993). El constructo dificultad interpersonal es diferente, ya que las inadecuaciones en las relaciones personales son resultado de déficit en habilidades sociales, principalmente asertividad, pero también de cogniciones o emociones interfirientes. Así, un adolescente con habilidad para pedir perdón puede no llevar a cabo la conducta social apropiada ante una figura de autoridad por orgullo. El entrenamiento en habilidades sociales es el tratamiento de elección para los sujetos que carecen o poseen un pobre repertorio de conductas sociales, pero en los casos en los que la dificultad interpersonal es resultado de creencias irracionales o de elevada activación vegetativa están indicadas las técnicas de reestructuración cognitiva y de reducción de la ansiedad. En este sentido, el CEDIA permite identificar los adolescentes con dificultades en sus relaciones, independientemente de que su origen sea déficit en habilidades sociales (asertividad), distorsiones cognitivas y/o emociones negativas (ansiedad, ira, etc).

El presente estudio inicial probó que el CEDIA posee adecuadas propiedades psicométricas, elevada fiabilidad y estructura multidimensional (validez de constructo), así como su viabilidad, ya que el tiempo de aplicación se reduce a 15-20 minutos. Su principal aplicación es evaluar las dificultades de los adolescentes en sus relaciones interpersonales, con el fin identificar el origen y naturaleza de estos problemas comunes en la adolescencia y planificar programas de tratamiento eficientes. Futuras investigaciones deberán calcular la estabilidad temporal del CEDIA (fiabilidad test-retest), analizar su utilidad diagnóstica (validez predictiva) y estudiar su relación con otros instrumentos de evaluación similares y diferentes (validez convergente y discriminante).

Agradecimientos

Esta investigación fue apoyada por una beca FPI de la Universidad de Murcia al primer autor.

Apéndice

Cuestionario de Evaluación de Dificultades Interpersonales en la Adolescencia

Instrucciones

Debes escribir el número que tú creas corresponde mejor en la actualidad al grado de dificultad que, generalmente, te supone cada relación, según la siguiente escala:

0 = Ninguna dificultad 1 = Poca dificultad 2 = Mediana dificultad 3 = Bastante dificultad 4 = Máxima dificultad

Al decir dificultad nos referimos tanto a aquellas situaciones en las que no sabes como responder o actuar (por ejemplo: te callas y te pones rojo), como aquellas otras en las que crees que te has excedido con la otra persona (por ejemplo, le insultas y luego te arrepientes).

Item

Enunciado: ¿Tienes dificultad para...?

1

reclamar a la cajera del supermercado que te ha devuelto 500 pesetas de menos?

2

hacer cumplidos (elogios, piropos, etc.) a una persona del sexo opuesto por la que te interesas?

3

exponer en clase un trabajo que has realizado?

4

pedir a un camarero que te atienda a ti primero porque tú estabas antes?

5

expresar tu opinión en una asamblea de estudiantes cuando no estás de acuerdo con lo que dicen?

6

decirle a un desconocido que intenta colarse en la cola para el cine que guarde su turno?

7

preguntar en clase cuando no entiendes lo que ha explicado tu profesor?

8

quejarte a un amigo/a que ha dicho algo que te molesta?

9

iniciar una conversación con un desconocido mientras esperas el autobús?

10

opinar en contra si no estás de acuerdo con tus padres?

11

quejarte a un camarero cuando te sirve comida o bebida en mal estado?

12

decirle a una persona que acaban de presentarte lo mucho que te gusta como viste?

13

dar las gracias a tus amigos/as cuando salen en tu defensa?

14

pedir a un desconocido que apague su cigarrillo porque te molesta?

15

para vender lotería por la calle para el viaje de estudios?

16

pedir información a un camarero si tienes dudas sobre el menú?

17

salir voluntario a la pizarra a pesar de que no llevas preparada la lección?

18

preguntar a un desconocido una dirección cuando te pierdes en un barrio que no conoces?

19

preguntar en la ventanillas de tu ayuntamiento sobre el permiso municipal para motos?

20

decirle a un familiar (abuelos, tíos, etc.) que te molestan sus bromas pesadas?

21

expresar tu punto de vista ante tus compañeros de clase?

22

invitar a alguien del otro sexo a ir al cine?

23

pedir disculpas a tu madre por no asistir a una comida familiar?

24

dar las gracias a un amigo/a que te ayuda en tus tareas escolares?

25

defenderte cuando tus padres te culpan de algo que no has hecho?

26

decirle a un vecino que no te deja estudiar con el ruido que está haciendo?

27

defenderte cuando tu hermano/a te acusa de haberle estropeado algo suyo (libro, prenda de vestir, etc.)?

28

acercarte y presentarte a alguien del otro sexo que te gusta?

29

felicitar al delegado/a de clase por haber conseguido más tiempo para preparar el examen?

30

disculparte con un compañero/a con quien te pasaste discutiendo?

31

devolver un compact-disk defectuoso a la tienda donde lo compraste?

32

decir que no a un amigo/a que te pide prestada la bici o la moto?

33

defender a un amigo/a tuyo/a cuando está siendo criticado/a por otros?

34

quejarte a tus padres cuando no te dejan ir a la excursión que ha organizado tu centro escolar?

35

iniciar una conversación con una persona del otro sexo que te atrae?

36

decir que no a un mendigo que te pide dinero ?

37

dar las gracias a tu madre por haberte hecho una comida especial el día de tu cumpleaños?

38

dar las gracias a un desconocido si te ayuda cuando te caes de la bici o moto?

39

pedir a un camarero que te cambie el refresco de cola que te ha servido por el zumo de naranja que habías pedido?


Andrews, D. W. y Francis, S. (1989). Development of Perceived Adolescent Relationship Scale. Perceptual and Motor Skills, 69, 305-306.

Beidel, D.C. y Randal, J. (1994). Social phobia. En T.H. Ollendick, N.J. King y W. Yule (Eds.), International handbook of phobic and anxiety disorders in children and adolescents (pp. 111-129). New York: Plenum Press.

Bracken, B. A. y Crain, R. M. (1994). Children’s and adolescents’ interpersonal relations: Do age, race, and gender define normalcy?. Journal of Psychoeducational Assessment, 12, 14-32.

Burke, R. J. y Weir, T. (1978). Sex differences in adolescent life stress social support and well being. Journal of Psychology, 98, 277-288.

Cavell, T. A. y Kelley, M. L. (1994). The Checklist of Adolescent Problem Situations. Journal of Clinical Child Psychology, 23, 226-238.

Connolly, J. (1989). Social self-efficacy in adolescence: Relations with self concept, social adjustment, and mental health. Canadian Journal of Behavioral Science, 21, 258-269.

Connor, J. M., Dann, L. N. y Twentyman, C. T. (1982). A self-report measure of assertiveness in yoong adolescents. Journal of Clinical Psychology, 38, 101-106.

Crassini, B., Law, H. G. y Wilson, E. (1979). Sex differences in assertive behaviour. Australian Journal of Psychology, 31, 15-19.

Essau, C. A., Conradt, J. y Petermann, F. (1999). Frecuency and comorbidity of social phobia and social fears in adolescents. Behaviour Research and Therapy, 37, 831-843.

Flores, M. F. y Diaz, R. D. (1995). Development and validation of a multidimensional assertiveness scale for students. Revista Mexicana de Psicología, 12, 133-144.

Foster, S. L., Inderbitzen, H. M. y Nangle, D. W. (1993). Assessing acceptance and social skills with peers in childhood. Behavior Modification, 17, 255-286.

Furnham, A. (1984). Personality, social skills, anomie and delinquency: A self-report study of a group of normal non-delinquent adolescents. Journal of Child Psychology and Psychiatry, 25, 409-420.

Furnham, A. y Gunter, B. (1983). Sex and personality differences in self-reported social skills among British adolescents. Journal of Adolescence, 6, 57-69.

Furnham, A. y Henderson, M. (1981). Sex differences in self-reported assertiveness in Britain. British Journal of Clinical Psychology, 20, 227-238.

Godoy, A., Gavino, A., Martorell, M. C. y Silva, F. (1993). Escala de Asertividad para Niños y Adolescentes. En M. Forns y M. T. Anguera (Comps.). Aportaciones recientes a la evaluación psicológica (pp. 247-264). Barcelona: PPU.

Goldberg, C. J. y Botvin, G. J. (1993). Assertiveness in hipanic adolescents: Relationship to alcohol use and abuse. Psychological Reports, 73, 227-238.

Gresham, F. M. y Cavell T. A. (1986). Assessing adolescent social skills. En R. G. Harrington (Ed.), Testing adolescents: A reference guide for comprehensive psychological assessments (pp. 93-123). Kansas City: Test Corporation of America.

Heimberg, R. G., Madsen, C. H., Montgomery, D. y McNabb, C. E. (1980). Behavioral treatments for heterosocial problems. Behavior Modification, 4, 147-172.

Hops, H. y Greenwood, C. R. (1988). Social skills deficits. En E. J. Mash y L. G. Terdal (Eds.) Behavioral assessment of childhood disorders (2nd ed., pp. 263-314). New York: Guildford Press.

Inderbitzen, H. y Foster, S. L. (1992). The Teenage Inventory of Social Skills: Development, Reliability, and Validity. Psychological Assessment, 4, 451-459.

Inderbitzen, H. M., Walters K. S. y Bukowski, A L (1997). The role of social anxiety in adolescent peer relations: Differences among sociometric status groups and rejected subgroups. Journal of Clinical Child Psychology, 26, 338-348.

Inglés, C. J., Méndez, F. X. e Hidalgo, M. D. (1999, abril). Estudio sobre la habilidad para hablar en público en población española preuniversitaria. I Symposium sobre Habilidades Sociales: Técnicas y Áreas de Aplicación, Granada.

La Greca, A. M. y Lopez, N. (1998). Social anxiety among adolescents: Linkages with peer relations and friendships. Journal of Abnormal Child Psychology, 26, 83-94.

Lee, D. Y., Hallberg, E. T., Slemon, A. G. y Haase, R. F. (1985). An assertiveness Scale for Adolescents. Journal of Clinical Psychology, 41, 51-57.

Loranger, M. y Arsenault, R. (1989). Self-evaluation questionnaire of social skills for adolescent in high school. Journal of Adolescent Research, 4, 75-91.

Loranger, M., Poirier, M. y Gauthier, P. (1983). Self-assessment questionnaire on school-related social behaviors. Canadian Journal of Behavioural Science, 15, 94-114.

Lindsay, W. y Lindsay, I. (1982). A self-report questionnaire about social difficulty for adolescents. Journal of Adolescence, 5, 63-69.

Martínez, J. A., Méndez, F. X., Hidalgo, M. D. e Inglés, C. J. (1999). Propiedades psicométricas de la versión abreviada del Cuestionario de Confianza para Hablar en Público. En J. M. Pérez, E. García, S. González, S. Camacho, T. Quesada y V.E. Caballo (Eds.), Avances recientes en psicología clínica y de la salud (p. 250). Granada: Asociación Psicológica Iberoamericana de Clínica y Salud (APICSA) y Fundación VECA para el Avance de la Psicología Clínica Conductual (FUNVECA).

Matson, J. L., Heinze, A., Helsel, W. J., Kapperman, G. y Rotatori, A. F. (1986). Assessing msocial behaviors in the visually handicapped: The Matson Evaluation of Social skills with Youngsters (MESSY). Journal of Clinical Child Psychology, 15, 78-87.

Matson, J. L., Rotatori, A. F. y Helsel, W. J. (1983). Development of a rating scale to measure social skills in children: The Matson Evaluation of Social Skills with Youngsters (MESSY). Behaviour Research and Therapy, 21, 335-340.

Mayseless, O., Wiseman, H. y Hai, I. (1998). Adolescents’ relationships with father, mother, and same-gender friend. Journal of Adolescent Research, 13, 101-123.

Méndez, F. X., Inglés, C. J. e Hidalgo, M. D. (1999a). Propiedades psicométricas del Cuestionario de Confianza para Hablar en Público: Estudio con una muestra de alumnos de enseñanzas medias. Psicothema, 11, 65-74.

Méndez, F. X., Inglés, C. J. e Hidalgo, M. D. (1999b). The Interpersonal Difficulty Scale for Adolescents: Psychometric analysis, Manuscrito presentado para su publicación.

Petersen, A. C. (1988). Adolescent development. Annual Review of Psychology, 39, 583-607.

Schneier, F. R., Johnson, J., Horning, C. D., Liebowitz, M. R. y Weissman, M. M. (1992). Social phobia: Comorbidity and morbidity in an epidemiology sample. Archives of General Psychiatry, 49, 282-288.

Spence, S. H. (1980). Social skills training with children and adolescents: A counsellor’s manual. Windsor: NFER Publishing.

Spence, S. H. y Liddle, B. (1990). Self-report measures of social competence for children: An evaluation of Social Skills for Youngsters and the List of Social Situation Problems. Behavioral Assessment, 12, 317-336.

Spence, S. H. y Marzillier, J. S. (1981). Social skills training with adolescent male offenders-II. Short-term, long-term and generalized effects. Behaviour Research and Therapy, 19, 349-368.

Stenson, H. (1988). TESTAT 2.0. Evanston, IL: Author.

Twentyman, C., Boland, T. y McFall, R. M. (1981). Heterosocial avoidance in college males: Four studies. Behavior Modification, 5, 523-552.

Wilkinson, L. (1997). Systat 7.0: The System for Stadistics. Evanston, IL: Systat Inc.

Aceptado el 26 de enero de 2000

Home Search Contact Home
                            
View Tabla 1 :
[In this window]
[See in a new window]
 
    Tabla 1. Autoinformes de habilidad/dificultad social para adolescentes.
                            
View Tabla 2 :
[In this window]
[See in a new window]
 
    Tabla 2. Número (y porcentaje) de sujetos de la muestra clasificados por edad y sexo.
                            
View Tabla 3 :
[In this window]
[See in a new window]
 
    Tabla 3. Estructura factorial del CEDIA.
                            
View Tabla 4 :
[In this window]
[See in a new window]
 
    Tabla 4. Análisis de ítems del CEDIA.
                            
View Tabla 5 :
[In this window]
[See in a new window]
 
    Tabla 5. Medias y (desviaciones típicas) por edad y sexo para la puntuación total y los cinco factores del CEDIA.
                            
View Tabla 6 :
[In this window]
[See in a new window]
 
    Tabla 6. Ítems del CEDIA con mayor y menor puntuación media.
                            
View Tabla 7 :
[In this window]
[See in a new window]
 
    Tabla 7. Ítems del CEDIA que un ma yor porcentaje de sujetos valoró con puntuaciones extremas.