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III Congreso Nacional de Psicología - Oviedo 2017
Universidad de Oviedo

 

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Psicothema

ISSN Paper Edition: 0214-9915  

2002. Vol. 14, nº 2 , p. 323-332
Copyright © 2014


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EVALUACIÓN DE LA AUTOEFICACIA EN NIÑOS Y ADOLESCENTES

 

Miguel Ángel Carrasco Ortiz y Mª Victoria del Barrio Gándara

Universidad Nacional de Educación a Distancia

El presente trabajo trata de estudiar las propiedades psicométricas y la dimensionalidad de la Children’s Perceived Self-efficacy Scale de Bandura (1990). Su finalidad es explorar e investigar la percepción de eficacia del niño en distintos ámbitos de su vida como el académico, el social, el lúdico y el autocontrol. Partiendo de una muestra representativa de 543 sujetos (274 varones, 50,5% y 261 mujeres, 48,1%) comprendidos entre 8 y 15 años de edad, se realizan comparaciones entre los datos ya publicados de distintas muestras de otros países. Los resultados han mostrado adecuadas características psicométricas coherentes con los trabajos consultados.

Assessment of children’s and adolescent’s self-efficacy. The perception of self-efficacy have a big impact on human adaptation and development. It is necessary to have a accurate tools that give us the possibility to get consistent data my order to prevent desadapted social, emotional and cognitive behaviours. The aim of this paper is to present the spanish adaptation of Children’s Perceived Self-efficacy Scale (Bandura, 1990). The factors of questionnaire are: self-efficacy academy, social, ludic and self-control. The sample is composed by 543 people, 274 boys and 261 girls from 8 to 15 years old. The results shown a good psychometric characteristics and a solid factorial analysis.

 
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Fecha recepción: 9-4-01 • Fecha aceptación: 13-11-01
Correspondencia: Miguel Ángel Carrasco Ortiz
Facultad de Psicología
Universidad Nacional de Educación a Distancia
28040 Madrid (Spain)
E-mail: ???

 

Los resultados de diversas líneas de estudio revelan que la percepción de eficacia sobre uno mismo ejerce un considerable impacto sobre el desarrollo humano y su adaptación (Bandura, 1992, 1995, 1997). La autoeficacia, denominada así por Bandura (1987), ha sido definida como los juicios de cada individuo sobre sus capacidades, en base a los cuales organizará y ejecutará sus actos de modo que le permitan alcanzar el rendimiento deseado (op. cit., p. 416). La eficacia percibida actúa como un elemento clave en la competencia humana y determina, en gran medida, la elección de actividades, la motivación, el esfuerzo y la persistencia en las mismas ante las dificultades, así como los patrones de pensamiento y las respuestas emocionales asociadas. Los sujetos con un alto sentido de autoeficacia aumentarán su funcionamiento sociocognitivo en muchos dominios y afrontarán las tareas difíciles percibiéndolas como cambiables, más que como amenazantes. Además, se implicarán en actividades con un alto interés y compromiso invirtiendo un gran esfuerzo en lo que hacen y aumentando su esfuerzo ante las dificultades y contratiempos. Una alta eficacia percibida aumenta la consecución de metas, reduce el estrés y disminuye la vulnerabilidad a la depresión (Bandura, 1995, 1997). Por tanto, las creencias sobre la eficacia contribuyen a la consecución de los logros humanos y a un incremento de la motivación (Bandura, 1992), que influye positivamente en lo que las personas piensan, sienten y hacen.

La autoeficacia percibida es el producto de diversas fuentes: la persuasión social, la experiencia propia, la experiencia vicaria y el estado fisiológico y afectivo. Estas fuentes generan distintas percepciones de autoeficacia que actúan a través de procesos cognitivos (ej. imaginando metas, prediciendo dificultades), motivacionales (ej. anticipando resultados posibles, planificando metas valoradas), afectivos (ej. afrontamiento de situaciones estresantes, control de pensamientos negativos) y de selección de procesos (ej. aproximación y evitación de determinadas situaciones) (Bandura, 1977, 1995). Todo ello, en definitiva, repercute en el funcionamiento humano y en el ajuste y adaptación del sujeto a su medio.

La percepción de la autoeficacia ha mostrado su relevancia en el funcionamiento humano, demostrando su influencia en distintas áreas tales como la elección vocacional (Hackett, 1997; Bandura, Barbaranelli, Caprara y Pastorelli, 2001); el comportamiento saludable y el funcionamiento físico en el ámbito del deporte, la psicología y la medicina (Garrido, 1993; Holden, 1991; Maddux, Brawley y Boykin, 1995); en la gestión de las organizaciones en el mundo laboral (Cisneros y Munduate, 2000); la consecución de metas académicas en niños y adolescentes (Holden, Moncher, Shinke y Barker, 1990) tanto como en la adaptación humana y en su ajuste (Bandura, 1997).

La autoeficacia está siendo estudiada en el ámbito infantil y juvenil de forma intensa y en relación con el funcionamiento académico (Bandura, 1993; Bandura, Barbaranelli, Caprara y Pastorelli, 1996; Bong, 2001), el desarrollo intelectual (Schunk, 1989; Zimmerman, Bandura y Martínez-Pons, 1992) y la creatividad entre otros (Zimmerman y Bandura, 1994). En todos estos estudios los niveles de autoeficacia percibida han constituido una variable fundamental que afecta a la socialización y al éxito del niño.

Un elevado nivel de autoeficacia percibida se ha mostrado como un elemento protector que hace aumentar la motivación y la consecución académica (Bandura et al., 1996), disminuir las alteraciones emocionales (Villamarín, 1990a), al tiempo que mejora las conductas saludables en el cuidado físico (Villamarín, 1990b), la prevención de conductas de riesgo sexual (Gómez, Ibaceta, Muñoz y Pardo, l996) y la mayor tolerancia al dolor (Rejeski, Craven, Ettinger, McFarlane y Shumaker, 1996). Otro ámbito de mejoría se percibe en el descenso de conductas antisociales (Caprara, Scabini, Barbaralli, Pastorelli, Regalia y Bandura, 1998; Bandura, Caprara, Barbaranelli, Pastorelli y Regalia, 2001).

El presente trabajo trata de estudiar el comportamiento de la escala autopercibida para niños de Bandura (Bandura, 1990; Pastorelli, Caprara, Barbaranelli, Rola, Rozsa y Bandura, 2001) y sus propiedades psicométricas en una muestra española. Otros trabajos han estudiado la autoeficacia general en muestras adultas de habla hispana (Baessler y Schwarzer, 1996; Sanjuán, Pérez y Bermúdez, 2000) y la autoeficacia específica en el ámbito académico en población adolescente y adulta (Palenzuela, 1983). No obstante, este trabajo cobra especial relevancia, dada la inexistencia de un instrumento actualizado para tal fin, que englobe distintos ámbitos del funcionamiento del niño y el adolescente: el académico, el social, el lúdico y el autocontrol. Considerando que este instrumento ha sido construido con población italiana y dada las similitudes de esta cultura con la española, esperamos reproducir la dimensionalidad de la escala original en la actual muestra, así como obtener similares propiedades psicométricas a las halladas por sus autores.

Método

Muestra

a) Extracción de la muestra

Para la determinación de una muestra representativa se tomó como referencia el último censo realizado en Andalucía en 1991 (IAE, 1992) y revisado posteriormente en 1995 (IAE, 1995a; 1995b) por el Instituto Andaluz de Estadística. Se calculó el porcentaje de niños y niñas cuyas edades oscilaban entre 0-1 años y 7 años, los cuales en el momento actual de la recogida de datos (enero 1998) tendrían entre 8 y 15 años, intervalo de edad que recoge la presente muestra. Una vez obtenidos los porcentajes por sexo, en el total de la muestra y en cada grupo de edad, estimamos el número de sujetos a partir del parámetro poblacional sexo, según la fórmula muestral (Pérez-Santamaría, Manzano y Fazeli, 1999): (1,96)2 x P x q / (0,005)2:

(1,96)2 x 0,48 x 0,50 / (0,05)2 = 0,92198/0,0025 = 368,79 sujetos estimados

Éste es el número de sujetos mínimos necesarios estimados a partir del parámetro poblacional sexo. Conocido el porcentaje poblacional del parámetro sexo en cada grupo de edad, calculamos el número de participantes necesarios para cada uno de estos grupos, asumiendo un error predeterminado del 5% y un nivel de confianza del 95%. Se evaluaron hasta un total de 697 sujetos, de los cuales se han rechazado 154 por incorrecciones en los protocolos o ausencia de alguno de ellos. Después de la depuración de la muestra quedó un total de 543 sujetos.

b) Descripción de la muestra

De los iniciales 697 sujetos inicialmente evaluados se depuró la muestra y permanecieron 543 comprendidos entre 8 y 15 años de edad, 274 (50,5%) niños y 261 (48,1%) niñas. Por rangos de edad, el número y porcentaje de sujetos estudiados fue de 8-11 años, 205 (37,7%), de 12-13 años, 207 (38,1%) y de 14-15 años, 131 (24,1%) en cada uno de estos rangos se cumplió el porcentaje estimado del parámetro poblacional sexo.

La muestra fue recogida de un total de cuatro colegios públicos seleccionados al azar con los siguientes porcentajes en cada uno de ellos: en el colegio 1, 174 sujetos (32,0%); en el colegio 2, 60 (11,0%); en el colegio 3, 166 (30,6%) y en el colegio 4, 143 (26,3%).

Instrumentos

Escala de Autoeficacia para Niños (Bandura, 1990; Pastorelli, Caprara, Barbaranelli, Rola, Rozsa y Bandura, 2001)

Esta escala consta de 35 ítemes seleccionados de un grupo de ocho dimensiones procedentes de un gran grupo de escalas de autoeficacia multidimensional de Bandura (Bandura, 1990). Originalmente la escala constaba de 54 ítemes, de los que se han depurado los correspondientes a los publicados por Pastorelli et al. (2001), con el fin de establecer comparaciones entre distintas muestras. El formato de respuesta está graduado de cero a cinco y acompañada en cada uno de los niveles por etiquetas de distinta intensidad de eficacia con el fin de facilitar la comprensión de la graduación numérica (1 «Fatal»; 2 «no muy bien»; 3 «bien»; 4 y 5 «fenomenal»). Se pretende evaluar con ellos la percepción de eficacia que el sujeto posee en los distintos ámbitos, entre los que figuran la autoeficacia en el contexto académico, social y de control.

El instrumento adaptado al español y utilizado en este trabajo puede verse ampliamente en el apéndice 1. Dicho instrumento posee dos modificaciones respecto a la versión italiana: de los 37 ítemes de la versión italiana, dos de ellos (íteme 2 «qué tal se te da la Geografía»; íteme 6 «qué tal se te da la Historia») están contenidos en la presente versión en un mismo enunciado (íteme 2 «qué tal se te dan las Ciencias Sociales»). La razón de este agrupamiento responde a facilitar la correspondencia con las materias que se imparten en algunos cursos del sistema educativo actual, especialmente en Primaria (Historia y Geografía se recogen en la asignatura de Conocimiento del Medio). Otra modificación corresponde al íteme 14 «Qué tal se te da planificar el trabajo», el cual no discriminó en cuanto a su significado del íteme 13 «Qué tal organizas el trabajo», por lo que se suprimió de la escala. Tras estas modificaciones quedaron un total de 35 ítemes.

Children’s Depression Inventory. Cuestionario CDI de Depresión. Kovacs (l992). Adaptación española por Del Barrio, Moreno y López (1999)

El Inventario de Depresión CDI consta de 27 ítemes, cada uno de los cuales está graduado de 0 a 2 según la intensidad de la sintomatología que describe. Su aplicación es individual o colectiva y es válida para sujetos entre 6 y 17 años. Las puntuaciones oscilan entre 0 y 54 y el punto de corte ha variado según los autores desde 17 a 19 en población general (Kovacs, 1992; Polaino-Lorente y García Villamisar, 1993), hasta 12 en población clínica (Kovacs, 1992). Recoge distinta sintomatología depresiva cognitiva (ej.: «nadie me quiere»), afectiva (ej.: «tengo ganas de llorar todos los días»), como social (ej.: «no estoy seguro de que alguien me quiera»).

Escala AFV: Agresividad Física y Verbal (Caprara y Pastorelli, 1993). Adaptación española por Del Barrio, López-Martínez, Moreno-Rosset (1998)

Se trata de un instrumento breve dirigido a evaluar la conducta agresiva, consta de 20 ítemes relativos a la conducta agresiva tanto física («pego patadas y puñetazos») como verbal («digo tacos»), y su puntuación oscila entre 15 y 45 puntos como resultado de la suma de estos ítemes graduados en tres niveles de frecuencia, 3 «a menudo»; 2 «algunas veces»; 1 «nunca». Además de la puntuación total se puede obtener una por cada factor (verbal y físico).

Procedimiento

La primera fase del proceso de adaptación de la prueba de autoeficacia consistió en la traducción del instrumento al castellano por dos psicólogos uno de habla italiana y española y otro de habla española. Posteriormente se realizó un grupo de discusión constituido por cinco expertos que analizaron la formulación de los ítemes traducidos y reformularon según criterios consensuados, aquellos que resultaron poco adecuados en cuanto a la redacción de los mismos; a continuación se procedió a un estudio piloto con un grupo de 10 niños (4 de 8 a 11 años; 3 de 12-13 años y 3 de 14-15 años; 50% de cada sexo) para comprobar las dificultades de los vocablos y la adecuación de la formulación de cada uno de los elementos del instrumento.

Ajustado el instrumento a las aportaciones del grupo piloto se procedió a su aplicación junto con el resto de medidas señaladas. Tras la previa autorización de los padres de cada uno de los sujetos de la muestra estimada, se evaluaron en pequeños grupos de distintos niveles escolares, de 3º a 6º de Primaria y 1º y 2º de Secundaria en un rango de edad de 8 a 15 años, cuyas características ya han sido descritas. El análisis de los datos se realizó con el paquete estadístico SPSS.10, hubo ocho sujetos que no informaron del sexo, no obstante, se decidió conservar a los sujetos dado que el conjunto de la información solicitada era válida.

Resultados

Análisis de Componentes Principales y Coeficientes de Congruencia

Sobre el conjunto de los 35 ítemes de la escala se realizó un análisis de componentes principales para el conjunto de la muestra con rotación varimax. Siguiendo el criterio de Kaiser (1958), por el que se toman autovalores mayores o igual a la unidad y el análisis gráfico del Scree Test de Cattell (Cattell, 1966) sobre los autovalores, se puso de manifiesto una estructura factorial de tres factores (Figura 1): autoeficacia académica con un 28.03% de la varianza explicada, autoeficacia social con un 7.27% de la varianza y la autoeficacia autorregulatoria con un 5.92%. El conjunto de los componentes principales seleccionados explicaron el 41,1% de la varianza explicada y la correlación entre los ítemes osciló entre los valores 0.06 y 0.54 en valor absoluto. La significación del Test de Barlett (7200,461; p= 0,0001) y el KMO (0.921; p= 0.0001) mostraron respectivamente una adecuada correlación entre los ítemes y una buena adecuación muestral (Tabla 1). Los pesos considerados fueron superiores o iguales a 0.30.

Con el fin de comparar la estructura factorial obtenida en población española con otras estructuras factoriales, se calcularon los coeficientes de congruencia entre estructuras factoriales con muestras procedentes de tres países, respectivamente, Italia, Hungría y Polonia (Pastorelli, Caprara, Barbaranelli, Rola, Rozsa y Bandura, 2001). Los pesos de los ítemes en cada una de estas muestras aparecen en la tabla 1 y los coeficientes de congruencia para cada una de las muestras en la tabla 2.

Fiabilidad y análisis de ítemes

La fiabilidad de cada una de las escalas se obtuvo a través del cálculo de la Consistencia interna, como indica Bandura en su guía para la construcción de escalas de autoeficacia (Bandura, 1990). La fiabilidad de los factores destacó en los factores de autoeficacia académica y autoeficacia social y se mostró más débil en el factor de autoeficacia autorregulatoria como ha ocurrido en otras muestras estudiadas (Tabla 3). La escala total obtuvo un buen índice de fiabilidad con un Alfa de Cronbach de 0.91.

En relación con el análisis de los ítemes (Tabla 4), las correlaciones íteme-factor fueron elevadas especialmente en el factor de autoeficacia académica con oscilaciones entre .40 a .77, en el factor de autoeficacia social con correlaciones entre .39 a .55 y, en menor medida, en el factor de autoeficacia autorregulatoria con correlaciones entre .35 y .41. Todos los ítemes contribuyeron a aumentar la fiabilidad dado que su eliminación hacía descender el alfa global del factor, salvo el ítem 27 en el factor 1 cuya eliminación hizo aumentar en un punto la fiabilidad del factor que pasó de .90 a .91. Dentro de cada factor los ítemes fueron predichos por los restantes con porcentajes de varianza explicada que oscilaron en el factor 1 entre el 24 y el 63% de la varianza explicada; en el factor 2 entre el 19 y el 28% y en el factor 3 entre el 35 y el 50%. En este último factor, destaca a pesar de su baja fiabilidad la coherencia en cuanto al carácter predictivo de cada uno de los ítemes sobre los demás como expresión de la coherencia del factor.

Validez criterial

Análisis de correlaciones

Dentro del corpus teórico de la Teoría Social Cognitiva han sido múltiples los constructos que se han relacionado con la autoeficacia en distintos ámbitos de funcionamiento y a distintos niveles, tales como los cognitivos, los motivacionales, los afectivos y los biológicos (Bandura, 1995; Bandura, 1997), lo que permite obtener una validez de constructo firmemente ajustada en investigaciones previas.

Para ello se han relacionado las puntuaciones en autoeficacia con otros dos constructos ampliamente fundamentados empírica y teóricamente en la literatura sobre autoeficacia percibida: uno referido a la depresión y otro a la agresividad. El primero de ellos ha sido evaluado a través del Children Depression Inventory (CDI. Kovacs, 1992. Adaptado al castellano por del Barrio et al., 1999) y el segundo por el Inventario de Agresión Física y Verbal (AFV de Caprara y Pastorelli, 1993. Adaptado al castellano por del Barrio et al., 1998). Como puede apreciarse en la tabla 4, la correlación obtenida entre la Autoeficacia total y la Depresión ha sido de -0.50. Con la puntuación total de la escala de agresión AFV la autoeficacia correlaciona -0.32. Valores similares alcanzan las correlaciones entre algunos factores de Autoeficacia y la puntuación total de Depresión y Agresión (Tabla 5).

La validez criterial en otros estudios ha mostrado correlaciones moderadas. La autoeficacia académica y la autoeficacia social correlacionaron con el Inventario de Depresión Infantil en sus puntuaciones globales con valores de -0.43 y -0.30, respectivamente (Bandura, Pastorelli, Barbaranelli y Caprara, 1999) y con valores de -0.40 (autoeficacia académica); -0.16 (autoeficacia autorregulatoria) y -0.22 (autoeficacia social) en el estudio de Bandura et al. (1996). Con los problemas de conducta (CBCL de Achenbach y Edelbrock, 1978), las correlaciones fueron de -0.30 para la autoeficacia académica (Bandura et al., 1999). En otro estudio (Bandura et al., 1996) la autoeficacia académica correlacionó en -0.32; con la autoeficacia autorregulatoria -0.21 y con la autoeficacia social -0.11 ( Bandura et al., 1996). Los resultados presentes se han mostrado en consonancia con la literatura: una alta percepción de eficacia se relaciona con bajas puntuaciones en depresión y agresividad.

Descriptivos para el total de la muestra y por grupos de edad y sexo

Las medias, desviaciones tipo, mínimos y máximos de la escala han sido calculadas tanto en la puntuación total de la escala como en cada uno de los factores de la misma para la totalidad de los sujetos que componen la muestra como puede observarse en la tabla 6. En la misma tabla (Tabla 6) se muestran las medias y desviaciones tipo agrupadas por sexo y edad, si se comparan las medias en cada uno de los grupos de edad y en cada uno de los sexos, se observa un descenso de la autoeficacia en las edades superiores correspondientes a la adolescencia. Esta disminución se produce tanto en la eficacia percibida global, así como en los factores de eficacia académica, social y autorregulatoria.

Influencia de la edad y el sexo

Las diferencias significativas por sexo sólo aparecieron en el factor de autoeficacia autorregulatoria (F(1,534) = 13,59; p= 0,0001). Los varones se mostraron más eficaces en el control que las niñas.

Si se analizan las diferencias por sexo en cada uno de los grupos de edad, entre los sujetos de 8 a 11 años no aparecen diferencias en ninguna de las puntuaciones de autoeficacia. En cambio, en el grupo de 12 a 13 años, aparecen diferencias significativas tanto en la autoeficacia social (F(1,204) = 4,52; p= 0,035) como en la autorregulatoria (F(1,204)= 11,93; p= 0,001), en la primera destacan las mujeres y en la segunda los varones. Llegada la adolescencia, en los sujetos de 14-15 años desaparecen las diferencias entre varones y mujeres en la autoeficacia social, pero se mantienen en la autoeficacia autorregulatoria (F(1,204)= 6,40; p= 0,013), significativamente mayor entre los varones.

Las diferencias por edad, en el conjunto de la muestra, han sido significativas en cada una de las puntuaciones de autoeficacia, tanto en la escala total (F(2,542)= 51,80; p= 0,0001) como en los factores: Autoeficacia Académica (F(2,542)= 63,34; p= 0,0001), Autoeficacia Social (F(2,542)= 14,90; p= 0,0001) y Autoeficacia Autorregulatoria (F(2,542)= 15,97; p= 0,001). El análisis a posteriori de las diferencias realizado a través de Sheffé (significativo p<0.05) ha mostrado discrepancias significativas entre cada uno de los grupos de edad en la autoeficacia académica y en la autoeficacia global (1 > 2 > 3 p<0,01); entre el grupo de los más pequeños y el resto de los grupos de edad en la autoeficacia social (1 > 2; 1> 3; 2= 3; p<0,01), y en el grupo de los mayores, en el caso de la autoeficacia autorregulatoria (1> 3; 2 > 3; 2= 1; p<0,01). Por tanto, los sujetos más pequeños mostraron significativamente más autoeficacia tanto global como en los ámbitos académico, social y de control.

Si se consideran las diferencias por edad, por una parte, entre el grupo de varones y por otra, en el de mujeres, el comportamiento de la mayoría de las medidas de autoeficacia es similar, en todos los factores resultaron diferencias significativas por edad, los más pequeños mostraron más autoeficacia (Sheffé significativo p<0.01): en el factor de autoeficacia académica (F(2,273)= 21,12; p= 0,0001 para los varones; F(2,260)= 35,27; p= 0,0001, para las mujeres), en la autoeficacia social (F(2,273)= 12,12 ; p= 0,0001, para los varones); en la autoeficacia autorregulatoria (F(2,273)= 4,47; p= 0,012, para los varones; F(2,260)= 12,55; p= 0,0001, para las mujeres) y en la autoeficacia total (F(2,273)= 20,65; p= 0,0001, para los varones; F(2,260)= 26,33; p= 0,0001, para las mujeres). Por tanto las diferencias por edad resultaron semejantes entre los sexos considerados independientemente.

Apareció un efecto de interacción entre el sexo y la edad en el factor de autoeficacia autorregulatoria (F= 3,03; p= 0,049): mientras que los varones puntuaron de forma similar en todos los grupos de edad, en el caso de las mujeres, a menor edad mayor autoeficacia autorregulatoria.

El modelo lineal general de la varianza tomando la edad y el sexo como factores fijos ha mostrado que las variables de medida están correlacionadas pero son independientes (Esfericidad de Barlett, Chi-Cuadrado= 4490,281; gl= 9; p= 0.0001) y que las variables de medida pueden ser expresadas como una combinación lineal en una sola variable, estadísticamente significativo para la intersección del sexo y la edad (Lambda de Wilks= 0.021; p= 0.0001), para la edad (Lambda de Wilks= 0.786; p= 0.0001), el sexo (Lambda de Wilks= 0.942; p= 0.0001) y la interacción (Lambda de Wilks= 0.956; p = 0.0001). Por tanto, la variabilidad de las medidas en relación con el sexo y la edad dependerá de ambas variables aisladamente consideradas, de la combinación lineal de las mismas o de su interacción. Si se observa el efecto conjunto de las variables edad y sexo como variables predictivas sobre las puntuaciones de autoeficacia (variables de medida), la edad junto con la intersección (edad + sexo) fueron significativas en todas las variables de autoeficacia explicando el 18.2% en la autoeficacia académica, el 5.4% en la autoeficacia social, el 7.7% en la autoeficacia autorregulatoria y el 15.2% en la autoeficacia global. La interacción también contribuyó significativamente a la varianza explicada de la autoeficacia autorregulatoria. No obstante, considerando el sexo y la edad independientemente sin la intersección de las variables, la edad contribuyó a todas las medidas, pero el sexo en sí mismo sólo contribuyó a la varianza de la autoeficacia autorregulatoria. Es por tanto, la edad frente al sexo, la variable más predictiva en la explicación de las diferencias entre grupos.

Discusión

El presente instrumento ha mostrado características psicométricas adecuadas y una importante coherencia con escalas similares utilizadas en trabajos anteriormente realizados por otros autores (Bandura et al., 1996; Bandura, et al.,1999; Caprara et al., 1998; Pastorelli et al., 2001). La fiabilidad y validez halladas en este instrumento permiten utilizar la medida de autoeficacia percibida resultante, como un buen indicador para el conocimiento de esta variable en la población infantil, cuyas implicaciones en el desarrollo social y emocional parecen relevantes.

En comparación con otros trabajos (Bandura et al., 1996 y Pastorelli et al., 2001) la presente estructura factorial ha sido corroborada equiparándose a la dimensionalidad mostrada en muestras procedentes de Italia y de Europa del este. Esto pone de manifiesto la naturaleza multifactorial del constructo de Autoeficacia ligado a ámbitos concretos y específicos, frente a la consideración de aquel como un rasgo global. Los factores obtenidos, comunes a las distintas muestras, se corresponden con una estructura trifactorial, constituida por un factor de autoeficacia académica, un factor de autoeficacia social y un último factor de autoeficacia autorregulatoria. El primero de ellos (autoeficacia académica) incluyó altos pesos sobre los ítemes que puntuaban capacidad percibida para dirigir el propio aprendizaje, las expectativas académicas personales, parentales y de los profesores. Ha sido la dimensión más robusta con mayor congruencia entre las distintas muestras y mejores indicadores de fiabilidad. El segundo factor (autoeficacia social) estaba referido a la eficacia social e incluía aspectos tales como la capacidad percibida por el sujeto para las relaciones entre iguales, asertividad y actividades de ocio y tiempo libre. Aunque algo menos que el anterior, claramente este factor ha mostrado una alta congruencia entre las distintas muestras, así como consistencia interna. El último factor (eficacia percibida de autocontrol) recoge los ítemes que miden la capacidad percibida por el sujeto para resistirse a los iguales ante la involucración en actividades de riesgo, relacionadas con la transgresión de normas. Este factor ha mostrado mayores limitaciones en el conjunto de las muestras, posee menor congruencia entre ellas y menor fiabilidad. Aunque todos los ítemes correspondientes a este factor tienen alguna saturación, aparecen diferencias sustanciales entre una y otra muestra en el valor absoluto de la misma. En el caso de la muestra polaca (ítemes 21 y 30), así como en la española (ítemes 19, 20 y 21), pesaron ítemes correspondientes a actividades deportivas o sociales; en el caso de la muestra húngara (íteme 12), elementos conceptualmente referidos a la dimensión académica pesaron en el factor de autorregulación. Esto nos lleva a concluir que éste ha sido el factor menos congruente entre muestras y con peores propiedades psicométricas.

En relación con la fiabilidad, los mayores índices estuvieron asociados a los dos primeros factores (autoeficacia académica y autoeficacia social) tanto en la presente muestra como en las muestras consultadas (Bandura et al., 1996; Bandura et al., 1999; Caprara et al., 1998; Pastorelli et al., 2001) (Tabla 3), decayendo la fiabilidad del tercer factor especialmente en la muestra española y en la húngara, poniendo de manifiesto una menor estabilidad y consistencia interna. No obstante, el comportamiento de los ítemes en este factor mostró en la muestra española una adecuada homogeneidad en relación con los otros elementos. Tal vez, como muestra Pastorelli et al. (2001), el factor de autoeficacia autorregulatoria es afectado en mayor medida por el resto de factores y es definido diferencialmente por el comportamiento de los ítemes en una y otra muestra. Es por esto, que la congruencia entre factores en esta dimensión es más variable y deficitaria. En la versión española, la congruencia entre el factor autorregulatorio es superior entre la muestra española y la polaca, en cambio en los dos primeros factores la congruencia es superior entre la muestra italiana y española. Lo que puede sugerir cierta cercanía cultural en lo académico y social a la cultura italiana y a la polaca en la autorregulación en lo que a autoeficacia se refiere.

La validez criterial, como ha ocurrido con la fiabilidad, también ha mostrado resultados coherentes con investigaciones previas que han estudiado la autoeficacia en relación con la depresión y la agresividad. En el caso de la depresión, se han puesto de manifiesto las vías por las que una baja autoeficacia percibida puede conducir hasta la sintomatología depresiva (sesgos en el procesamiento cognitivo, incumplimiento de aspiraciones, falta de percepción control, ineficacia social y selección de procesos) (Bandura et al., 1999). Entre estas vías, se ha señalado cómo la baja autoeficacia percibida se relaciona con el procesamiento sesgado de las experiencias, desmereciendo o distorsionando negativamente los logros y realzando los fracasos (Kanfer y Hagerman, 1981; Rehm, 1982), de forma que los sujetos atribuyen dichos fracasos a sí mismos (Alden, 1986). La ineficacia percibida en el control de rumiaciones o preocupaciones, igualmente se ha visto altamente relacionada con la depresión (Nolen-Hoeksema, 1990, 1991; Ozer y Bandura, 1990), y con la ineficacia social en el control percibido sobre los eventos estresantes (Marshall y Lang, 1990) o la ineficacia social mediada por la falta de apoyo (Holahan y Holahan, 1987). En el caso de niños y adolescentes, se ha encontrado que aquellos quienes creen que no pueden controlar las demandas escolares y establecer y mantener relaciones satisfactorias con sus iguales, sufren frecuentes síntomas depresivos (Bandura et al., 1996). Pastorelli, Barbaranelli, Bandura y Caprara (1996) hallan, similarmente a los datos presentados, relaciones entre la sintomatología depresiva y la ineficacia percibida en los dominios académico, social y de autocontrol en la vida de los niños y adolescentes. McFarlane, Bellissimo y Norman (1995) han mostrado cómo la autoeficacia social percibida en los adolescentes es un elemento mediador para la depresión, con relación al apoyo familiar y de sus iguales. En población clínica adulta, Hurtado, Fernández-Ballesteros, Montero y Heiby (1995) han mostrado que una deficitaria percepción de autoeficacia predice significativamente la sintomatología depresiva. La percepción de eficacia en los niños también actúa como un mediador importante respecto a la agresividad. La opinión sobre la eficacia percibida de los niños predice no sólo sus metas sociales, sino cómo las llevan a cabo. Los niños con un alto sentido de eficacia en agresión manifiestan metas hostiles ante situaciones de represalia, mientras que aquellos con una alta eficacia percibida para los recursos prosociales persiguen metas amistosas encaminadas a la resolución de problemas interpersonales (Erdeley y Asher, 1996). Perry, Perry y Rasmussen (1986) han mostrado que la percepción de eficacia actúa como un mediador sociocognitivo con relación a los estilos de conducta agresiva o prosocial. Los sujetos que se perciben ineficaces en las actividades académicas, las relaciones interpersonales y en su capacidad para resistirse a la implicación en actividades de riesgo, presentan menores niveles de conducta prosocial y mayores niveles de conductas transgresoras a lo largo de dos años, tales como agresividad física y verbal, amenazas, chantajes, mentiras, conductas destructivas, etc. (Bandura, Caprara, Barbaranelli, Pastorelli y Regalia, 2001). Allen, Leadbeater y Aber (1990) encuentran que los adolescentes con baja eficacia percibida de autocontrol se implican más en actividades de consumo de drogas, conductas sexuales de riesgo y conductas delictivas.

Por tanto, la Validez Criterial del trabajo aquí presentado queda bien establecida de acuerdo a los datos hallados y mostrados en la literatura científica. Todo ello pone de manifiesto que una alta percepción de eficacia disminuye los niveles de depresión y de agresividad.

Las diferencias por sexo mostraron que los chicos se autopercibieron más eficaces en la resistencia a situaciones de riesgo y actividades deportivas que las mujeres (aspectos incluidos en el factor de autoeficacia autorregulatoria). Los niños se perciben más hábiles en lo que a deportes concierne y en el control ante situaciones de riesgo. El estudio de las diferencias por sexo en cada uno de los grupos de edad sólo mostró diferencias en el grupo de 12-13 años, en el que las mujeres informaron de mayor autoeficacia social y los varones de mayor autoeficacia autorregulatoria, en el resto de los grupos de edad no aparecieron diferencias. Estos datos no se han correspondido con algunos de los estudios de Bandura en lo referente a diferencias de género: las mujeres han mostrado una mayor autoeficacia académica y autorregulatoria y una baja autoeficacia social (Bandura et al, 1996; Caprara et al., 1998; Bandura et al., 1999; Pastorelli et al., 2001), esta última en algún trabajo ha sido similar entre varones y mujeres (Pastorelli, 2001; Bandura, Barbaranelli, Caprara y Pastorelli, 2001), así como en algún estudio no han aparecido diferencias de género en ninguno de los factores (Bandura, Caprara, Barbaranelli, Pastorelli y Regalia, 2001). Más en sintonía se han mostrado estos resultados con los de Graziano, Jensen-Campbell y Finch (1997), quienes hallaron una mejor autoevaluación en los varones sobre el dominio atlético, pero equivalentes valoraciones en chicos y chicas sobre los dominios académico, social, conductual y de apariencia física.

En relación con la edad, la autoeficacia ha disminuido en los grupos de mayor edad significativamente en cada una de las dimensiones. Los más pequeños mostraron mayores niveles de autoeficacia tanto académica, social, como de control, aunque si se consideran las diferencias por edad en cada uno de los sexos, la autoeficacia social es similar entre las mujeres en todos los grupos de edad y la autoeficacia autorregulatoria entre los varones.

Claramente la llegada de la adolescencia tanto en chicos como en chicas se acompaña de un progresivo descenso de la autoeficacia, pero si consideramos a los varones y a las mujeres por separado este descenso parece ocurrir de forma diferencial: entre los varones aparece un descenso significativo en la Autoeficacia académica, social y global y entre las mujeres un descenso en la autoeficacia autorregulatoria y global.

Como ha señalado Bandura (1997), la adolescencia es una etapa de transición y turbulencia en la que cabe esperar un descenso de la autoeficacia, lo que parece estar de acuerdo con los presentes datos, aunque en algunos ámbitos tales como en la eficacia de autocontrol (chicos ) y en la autoeficacia académica y social (chicas solo), la autoeficacia puede mantenerse e incluso fortalecerse con el tiempo. Esto es coherente con los resultados predictivos hallados por Cole, Martin, Peeke, Seroczynski y Fier (1999), en los que la infravaloración de la competencia académica desde los nueve a los doce años aumenta, y con los de Shiner (2000), en los que el dominio académico en el ajuste del niño deja de tener relevancia a favor del dominio social a medida que éste crece y llega a la adolescencia. En otras palabras, los cambios en los dominios antes mencionados pueden guardar relevancia con los desafíos a los que se enfrentan los jóvenes, lo que hace comprensible que haya un descenso y modificación de la autoeficacia.

En conclusión, el instrumento presentado parece aportar datos prometedores y útiles tanto para la investigación como para el ámbito aplicado. Posteriores trabajos podrán retomar este instrumento y ahondar en las relaciones de la autoeficacia con otros aspectos de la vida cognitiva, social y emocional del niño y del adolescente. Éste sólo es el comienzo de un largo camino que posibilitará la puesta en marcha de otros trabajos sobre esta medida.

Estudios posteriores debieran depurar y afinar las propiedades del tercer factor autorregulatorio y estudiar las diferencias culturales y las discrepancias entre naciones de los elementos que pesan en esta dimensión. Tal vez existan diferencias de socialización según la cultura que establezca diferencias en la forma de autorregulación y que explique las disimilitudes en el contenido de esta dimensión entre una y otra cultura: por ejemplo, es posible que la eficacia percibida en la resistencia a la transgresión en el caso de españoles tenga que ver más con su percepción en el ámbito deportivo y en el caso de los húngaros con su percepción en el ámbito académico.

Apéndice 1 (*)

1. ¿Qué tal se te dan las Matemáticas?
2. ¿Qué tal se te dan las Ciencias Sociales (Historia, Arte, Geografía, mapas, pueblos, Economía)?
3. ¿Qué tal se te dan las Ciencias (Conocimiento del Medio; Naturales, Física, Química)?
4. ¿Qué tal son tus técnicas de lectura y escritura?
5. ¿Qué tal se te da la Gramática (determinantes, verbos, ortografía)?
6. (**)
7. ¿Qué tal se te da aprender una lengua extranjera?
8. ¿Qué tal se te da acabar los deberes cuando tienes una fecha de entrega límite?
9. ¿Qué tal se te da estudiar cuando hay otras cosas que te gustan más hacer?
10. ¿Qué tal te concentras en las asignaturas del colegio?
11. ¿Qué tal se te da tomar apuntes en clase (copiar de la pizarra, tomar notas del/la profesor/a)?
12. ¿ Cómo se te da buscar información en la biblioteca o consultar libros o enciclopedias para resolver tus deberes?
13. ¿Qué tal organizas el trabajo que has de hacer para el colegio?
14. (***)
15. ¿Qué tal memorizas lo que explica el/la profesor/a en clase o lo que lees en los libros de texto?
16. ¿Qué tal se te da encontrar un sitio donde poder estudiar sin distracciones?
17. ¿Qué tal te animas para hacer el trabajo escolar?
18. ¿Qué tal se te da participar en debates en clase?
19. ¿Qué tal se te dan las actividades deportivas?
20. ¿Qué tal se te da hacer gimnasia normalmente?
21. ¿Qué tal se te da formar parte de un equipo deportivo (por ejemplo, baloncesto, voleibol, fútbol...)?
22. ¿Qué tal se te da decir no cuando los compañeros te piden hacer cosas que pudieran meterte en problemas en el colegio?
23. ¿Qué tal se te da no hacer novillos (rabona) cuando estás aburrido o contrariado?
24. ¿Qué tal se te da decir no cuando los compañeros insisten para que fumes tabaco?
25. ¿Qué tal se te da decir no cuando los compañeros insisten para que bebas alcohol (cerveza, vino, licores)?
26. ¿Qué tal se te da decir no cuando alguien te pide que hagas algo que no ves bien o que es poco razonable?
27. ¿Consigues estar a la altura de lo que tus padres esperan de ti?
28. ¿Consigues estar a la altura de lo que tus profesores esperan de ti?
29. ¿Consigues estar a la altura de lo que tus compañeros esperan de ti?
30. ¿ Consigues estar a la altura de lo que esperas de ti mismo?
31. ¿Qué tal se te da hacer y mantener amigos/as del sexo opuesto (niños con niñas; niñas con niños)?
32. ¿Qué tal se te da hacer y mantener amigos/as de tu mismo sexo?
33. ¿Qué tal se te da mantener conversaciones con los demás?
34. ¿Qué tal se te da trabajar en grupo?
35. ¿Qué tal se te da decir tus opiniones cuando otros compañeros tienen otra opinión distinta a la tuya?
36. ¿Qué tal se te da defenderte cuando crees que te están tratando mal o injustamente?
37. ¿Qué tal resuelves las situaciones en las que otros te molestan o dañan tus sentimientos?

( * ) La numeración de los siguientes ítemes corresponde a la versión de la escala utilizada por Pastorelli et al. (2001) con el fin de facilitar la comparación de sus resultados con los presentes. Todos los ítemes coincidieron con la versión presentada salvo el nº 6 y el nº 14, los cuales no cambiaron sustancialmente el contenido de la escala.

( ** ) El íteme 6 «Qué tal se te da la Historia» quedó incluido en la versión española en el ítem nº 2 dado que en el sistema educativo español tanto la Geografía y la Historia aparecen en una misma materia.

( *** ) El íteme 14 «Qué tal se te da planificar el trabajo para la escuela» se suprimió en la versión española por no discriminar del ítem nº 13, considerando sólo este último por su mayor intelección entre los niños.


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    Figura 1. Scree test de Cattel de los eigenvalues.
                            
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    Tabla 1. Saturaciones y porcentajes de varianza explicada en el análisis de componentes principales en las muestras italiana, húngara, polaca (*) y española.
                            
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    Tabla 2. Coeficientes de congruencia entre estructuras factoriales de distintas muestras (Pastorelli et al., 2001).
                            
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    Tabla 3. Coeficientes de fiabilidad en distintas muestras estudiadas.
                            
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    Tabla 4. Análisis de ítemes.
                            
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    Tabla 5. Correlaciones de Pearson a dos colas, entre las puntuaciones de autoeficacia, agresión y depresión.
                            
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    Tabla 6.Media, desviación tipo por grupos de edad y sexo en el total de la escala y sus factores.