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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 3 , p. 659-664
Copyright © 2014


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EL PERFIL DE AUTOPERCEPCIONES PARA NIÑOS: ANÁLISIS DE LA VALIDEZ FACTORIAL Y LA FIABILIDAD EN LA VERSIÓN CASTELLANA

 

Francisco Luis Atienza González, I. Balaguer e Y. Moreno

Universidad de Valencia

El objetivo de este trabajo consiste en estudiar la validez factorial y fiabilidad del Perfil de Autopercepciones para Niños –SPPC– (Harter, 1985). Se administró una traducción del mismo a una muestra representativa de estudiantes de la Comunidad Valenciana (N= 785) de 6º de E.G.B., 8º de E.G.B. y 2º B.U.P./4º E.S.O. Se analizó la validez factorial de las subescalas de autopercepciones específicas y la subescala de autovalía global, las correlaciones entre las subescalas específicas y la fiabilidad de sus ítems y subescalas. Los principales resultados van en la línea de los obtenidos por trabajos previos, mostrando que la versión en castellano de este instrumento presenta propiedades psicométricas aceptables, si bien se señala la necesidad de tener en cuenta algunas consideraciones en relación a la mejora de su fiabilidad y rango de edad de aplicación.

Self-Perception Profile for Children: Factorial Validity and Reliability in the Spanish Version. In this work, we study the factorial validity and reliability of Self-Perceptions Profile for Children –SPPC– (Harter, 1985). A Spanish version of SPPC was administered to a representative sample of students from the Valencian Community (N= 785) in 6th (6º de E.G.B), 8th ( 8º de E.G.B.) and 10th (2º B.U.P./4º E.S.O) grade. The factorial validity of the specific self-perceptions subscales, the self-worth subscale, the correlations among specific subscales and the reliability of their items and their subscales were analyzed. Our principal results are in accordance with previous works. The Spanish version of SPPC presents acceptable psychometric properties. We also point out the convenience of some considerations with regard to the improvement of its reliability and the ages to which this questionnaire should be administered.

 
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Fecha recepción: 2-8-01 • Fecha aceptación: 29-1-02
Correspondencia: Francisco Luis Atienza
Facultad de Psicología
Universidad de Valencia
46010 Valencia (Spain)
E-mail: francisco.l.atienza@uv.es

 

Desde una conceptualización multidimensional de las autopercepciones, Susan Harter (1982) desarrolló la «Perceived Competence Scale for Children» (PCSC), instrumento multidimensional diseñado para evaluar la autovalía global junto con las percepciones de competencia o adecuación a nivel cognitivo, social y físico. En 1985, Harter publicó una revisión de este instrumento el «Self-Perception Profile for Children» (SPPC) (Harter, 1985), con una escala para evaluar la Autovalía Global y cinco escalas para evaluar la percepción del sujeto en los dominios de Comportamiento/Conducta, Aceptación Social, Competencia Escolar, Competencia Deportiva y Apariencia Física.

La escala de Autovalía Global del SPPC ofrece información sobre el grado en el que el chico/a se gusta a sí mismo/a como persona, en forma de juicio global sobre su valía (Harter, 1985). Las cinco escalas del SPPC que evalúan las autopercepciones, esto es, la forma en la que los chicos/as se describen a ellos mismos en los dominios específicos, son las siguientes (Harter, 1985): el grado en el que a los chicos/as les gusta el modo en que se comportan, actúan del modo que se espera de ellos y evitan meterse en problemas (Comportamiento/Conducta); el grado en el que el chico/a se siente aceptado por el grupo de iguales (Aceptación Social); la percepción del chico/a sobre su competencia en el ámbito escolar (Competencia Escolar); el grado de competencia en la práctica de deportes y/o actividades físicas (Competencia Deportiva); y el grado en el que el chico/a se siente feliz con su imagen (Apariencia Física).

Para analizar la estructura factorial del SPPC, Harter (1985) utilizó análisis factoriales exploratorios con rotación oblicua, incluyendo únicamente los cinco dominios específicos, a cuatro muestras de niños con niveles académicos comprendidos entre 3º y 8º grado. Los resultados obtenidos mostraron la estructura pentafactorial del instrumento, salvo en las muestras de 3º y 4 º grado, donde la estructura factorial obtenida fue de 4 factores. La diferente estructura factorial del SPPC en estas muestras (3º y 4º grado) fue interpretada por Harter (1985) como debida a la menor diferenciación del autoconcepto existente a estas edades, lo cual ha sido apoyado en investigaciones posteriores (Harter, 1990; Marsh y Holmes, 1990).

El razonamiento dado por Harter para no incluir la escala de Autovalía Global en el análisis de la estructura factorial del SPPC se basó en la improbabilidad de que la autovalía global emergiese como un factor independiente debido a que la importancia de las autodescripciones en cada uno de los cinco dominios específicos varía de un individuo a otro, existiendo por ello la posibilidad de saturaciones cruzadas con distintos dominios que serían diferentes dependiendo de la importancia que en cada cultura se otorga a los mismos (Harter, 1985, 1988). Si bien la argumentación dada por Harter, para no incluir la escala de Autovalía Global en el análisis de la estructura factorial del SPPC, ha sido criticada por autores como Wylie (1989), la tendencia general de los estudios que han analizado la estructura factorial de este instrumento ha sido la de seguir la sugerencia de la autora del SPPC de no incluir en el análisis de la estructura factorial de este instrumento la escala de Autovalía Global.

La consistencia interna de las escalas, incluida la escala de Autovalía Global, fue analizada a través del cálculo del alfa de Cronbach. Los valores obtenidos fueron aceptables para todas las escalas (Min. .71; Max. .86), siendo la escala de Comportamiento/Conducta la menos fiable, y aumentando los valores obtenidos en todas las escalas conforme aumentaba la edad de los sujetos (Harter, 1985). Por último, y en cuanto a las intercorrelaciones entre las seis subescalas del SPPC, los resultados obtenidos por Harter (1985) también mostraron que las correlaciones eran más elevadas en los sujetos de menor edad (3º y 4º grado), y por tanto consistentes con una menor diferenciación del autoconcepto en estas edades.

Posteriormente, Harter y sus colaboradores han desarrollado varias versiones de este instrumento para diferentes grupos de edad: Adolescentes (Harter, 1988); universitarios (Neemann y Harter, 1986); y adultos (Messer y Harter, 1986). Las versiones para niños y adolescentes son instrumentos multidimensionales de la evaluación de autopercepciones de uso extendido, habiendo sido traducido el SPPC a diferentes idiomas. Sin embargo, la evidencia existente sobre sus propiedades psicométricas y validez es bastante limitada (Fox, 1998), de ahí que se considere necesario el estudio de su generalizabilidad a través un análisis de su estructura factorial y consistencia interna en diferentes culturas (Worth Gavin y Herry, 1996).

El análisis de la estructura factorial del SPPC se ha limitado al análisis de los cinco dominios específicos, habiéndose realizado estudios de su estructura tanto a través de análisis factoriales exploratorios como confirmatorios. Muestras de trabajos que han analizado la estructura factorial de este instrumento a través de análisis factorial exploratorio son los de Granlesse y Joseph (1993, 1994), que obtienen apoyo a la estructura pentafactorial de Harter (1985) con adolescentes irlandeses, y el de Schumann et al. (1999) que obtienen apoyo a la estructura pentafactorial con niñas de raza blanca, pero no con niñas de raza negra. En cuanto a estudios que han analizado la estructura factorial del SPPC a través de análisis factorial confirmatorio, Boivin, Vitaro y Gagnon (1992) fueron los primeros en realizar este tipo de análisis con niños canadienses francófonos encontrando apoyo a la estructura pentafactorial de Harter (1985). Sin embargo, cuando en posteriores estudios como el de Van Dongen-Nelman, Koot y Verhulst (1993) con niños holandeses, o el de Worth Gavin y Herry (1996) con niños francófonos canadienses, se ha utilizado el análisis factorial confirmatorio éstos no han encontrado un total apoyo al ajuste del modelo pentafactorial propuesto por Harter (1985).

Las intercorrelaciones entre las escalas del SPPC también han sido analizadas, mostrando los resultados que se produce una progresiva diferenciación del autoconcepto con la edad que se manifiesta en las menores correlaciones entre escalas a medida que avanza la edad de los sujetos analizados (Boivin et al., 1992; Van Dongen-Nelman et al., 1993; Worth Gavin y Herry, 1996).

Por último, y en cuanto a la fiabilidad del SPPC, ésta ha sido analizada fundamentalmente a través del análisis de la consistencia interna de sus escalas, a través del cálculo del alfa de Cronbach. Los resultados obtenidos muestran que los valores obtenidos son moderados, siendo la escala menos fiable la de Comportamiento/Conducta. Así, Van Dongen-Nelman et al. (1993) han obtenido valores alfa que oscilan entre .65 y .81 y Worth Gavin y Herry (1996) valores que oscilan entre .69 y .84. Los resultados obtenidos también han mostrado que la consistencia interna de las escalas del SPPC tiende a aumentar conforme aumenta la edad de los sujetos a los que es aplicada (Harter, 1985; Boivin et al., 1992; Schumann et al., 1999; Van Dongen-Nelman et al., 1993; Worth Gavin y Herry, 1996). Además, estudios como los de Van Dongen-Nelman et al. (1993) y Worth Gavin y Herry (1996) han obtenido resultados que señalan la conveniencia de eliminar algunos ítems del instrumento para aumentar la consistencia interna de las escalas.

El objetivo de este trabajo consiste en examinar las propiedades psicométricas de la traducción al castellano del Perfil de Autopercepciones para Niños (Harter, 1985). En concreto, se analiza la validez factorial de sus cinco escalas específicas y de su escala de Autovalía Global, las intercorrelaciones entre las cinco escalas específicas y la fiabilidad de las subescalas e ítems del SPPC.

Método

Muestra

Se utilizó una muestra representativa de estudiantes de la Comunidad Valenciana, compuesta por 785 estudiantes de Enseñanza Secundaria (395 chicas y 390 chicos), pertenecientes a tres niveles académicos (6º de E.G.B., 8º de E.G.B. y 2º de B.U.P./4º de E.S.O.). La distribución de alumnos por cursos fue de 270 alumnos de 6º de E.G.B. (Media de edad= 11.07; DT= .26), 257 alumnos de 8º de E.G.B. (Media de edad= 13.15; DT= .36) y 258 alumnos de 2º de B.U.P./4º de E.S.O. (Media de edad= 15.17; DT= .38).

Instrumento

El Perfil de Autopercepciones para Niños es un autoinforme de 36 ítems diseñado para ser aplicado a niños con edades comprendidas entre los 8 y 15 años (Harter, 1985). Este instrumento fue diseñado para evaluar las autopercepciones de los niños en cinco dominios específicos (Competencia Escolar, Aceptación Social, Competencia Deportiva, Apariencia Física, Comportamiento/Conducta), así como la percepción de autovalía global (Autovalía Global). Cada una de sus seis subescalas está formada por 6 ítems con un formato de respuesta, diseñado para eliminar la deseabilidad social, consistente en dos frases contrapuestas que muestran dos grupos de jóvenes con autopercepciones opuestas en diferentes aspectos. Los sujetos deben decidir en primer lugar a cuál de esos dos grupos de jóvenes se parecen más y en segundo lugar el grado de similitud con los mismos, esto es, si son totalmente como ellos o parcialmente como ellos. La puntuación de los ítems va de 1 a 4 , siendo el valor 4 el de más elevada autopercepción. La traducción al castellano de este instrumento utilizada en esta investigación se pone a disposición de quienes lo soliciten.

Procedimiento

Se administró una traducción al castellano del Perfil de Autopercepciones para Niños de Harter (1985) a estudiantes de diferentes colegios públicos, privados y concertados seleccionados mediante criterio aleatorio estratificado proporcional de las distintas poblaciones de las provincias de Valencia, Alicante y Castellón. En cada centro se seleccionaron aleatoriamente los alumnos de cada grupo de edad, de no más de cinco jóvenes, que eran conducidos a un aula vacía del centro y en la que se les administraba un paquete de instrumentos que era autocumplimentado durante un período aproximado de una hora. En este paquete estaba incluido el Perfil de Autopercepciones para Niños de Harter (1985). Durante la administración de los instrumentos al menos un investigador estuvo presente, asegurándose el anonimato de los alumnos, así como la confidencialidad de los datos.

Análisis estadísticos

La validez factorial de la escala fue analizada a través de análisis factorial confirmatorio, realizándose análisis separados en los tres niveles académicos considerados y la dimensión de Autovalía Global fue analizada separadamente de las cinco dimensiones específicas. Para ello, se hipotetizaron dos modelos de medida, consistentes en un modelo pentafactorial que asumió la existencia de cinco variables latentes relacionadas referidas a las cinco dimensiones de autopercepciones específicas y en el que los errores de medida de cada uno de las variables observadas (xi) no se relacionaban entre sí, y un modelo monofactorial que asumió la existencia de una variable latente referida a la dimensión de Autovalía Global y en el que los errores de medida de cada uno de las variables observadas (xi) tampoco se relacionaban entre sí.

Los análisis fueron realizados empleando el método de máxima verosimilitud del programa LISREL VIII (Jöreskog y Sörbom, 1993), utilizando como input para el análisis de los datos la matriz de covarianza entre los ítems. Para examinar la bondad de ajuste de los modelos se utilizaron los siguientes índices: chi cuadrado dividido por los grados de libertad (χ2/gl), raíz del promedio al cuadrado del error de aproximación (RMSEA), índice de ajuste no normativo (NNFI), e índice de expectativa de validación cruzada (ECVI).

La correlación entre las subescalas específicas fue analizada en cada uno de los tres cursos estudiados a través de la matriz phi de la solución estandarizada ofrecida por el LISREL VIII en el análisis del modelo pentafactorial.

La fiabilidad de los ítems y escalas fue analizada, en cada uno de los niveles académicos considerados, a través de las correlaciones múltiples al cuadrado obtenidas a través del LISREL VIII, y a través del cálculo del Alfa de Cronbach para cada una de las dimensiones de esta escala. El cálculo del alfa de Cronbach fue realizado a través del programa estadístico SPSS 6.

Resultados

Validez Factorial de las Subescalas de Autopercepciones Específicas del SPPC

Los valores obtenidos en los índices considerados muestran que el ajuste del modelo propuesto es aceptable, si bien éste puede mejorarse sustancialmente (véase Tabla 1). Atendiendo al cociente chi cuadrado/grados de libertad (χ2/gl), observamos que el valor obtenido es inferior al valor crítico de 3 en los estudiantes de 6º y 8º de E.G.B., y cercano a este valor en los de 2º B.U.P./4º E.S.O., indicándonos estos valores que el modelo presenta un aceptable ajuste a los datos, si bien en los estudiantes de 2º B.U.P./4º E.S.O. el ajuste es algo inferior. Además, la raíz del promedio al cuadrado del error de aproximación (RMSEA) es inferior al valor crítico .10, lo cual indica que las discrepancias entre la matriz reproducida y la observada no son importantes. Sin embargo, y como señalábamos anteriormente, el ajuste del modelo puede mejorarse sustancialmente, tal y como nos indican los valores inferiores a .90 obtenidos en los tres cursos analizados, en el índice de ajuste no normativo (NNFI). Por último, el índice de expectativa de validación cruzada (ECVI) obtenido en los tres cursos analizados permite confiar en obtener resultados similares en otras muestras.

En cuanto a las saturaciones factoriales estimadas para el modelo pentafactorial, salvo la saturación del ítem 9 «Algunos chicos desean ser mejores en los deportes, sin embargo otros chicos creen que son lo suficientemente buenos en los deportes» en la subescala de Competencia Deportiva, que no fue significativa (p>.05) en los estudiantes de 6º de E.G.B., todas las saturaciones fueron significativas (p<.01) en los tres cursos analizados.

Validez Factorial de la Subescala de Autovalía Global del SPPC

En cuanto al modelo unifactorial de la escala de Autovalía Global, los valores obtenidos en los índices de bondad nos muestran que el ajuste de este modelo es diferente para los estudiantes de 2º B.U.P./4º E.S.O. en comparación el de los estudiantes de 6º y 8º de E.G.B. Tal y como puede observarse en la Tabla 2, el modelo propuesto presenta su mejor ajuste en los estudiantes de 2º B.U.P./4º E.S.O., indicando todos los índices de bondad considerados un ajuste bastante aceptable (χ2/gl inferior al valor crítico 3, RMSEA inferior al valor crítico .10, y NNFI cercano al valor 1). Sin embargo, los valores obtenidos en los estudiantes de 6º y 8º de E.G.B. no nos permiten aceptar el ajuste de este modelo unifactorial de Autovalía Global en estudiantes de estas edades (valores χ2/gl muy superiores al valor crítico 3, valores RMSEA superiores al valor crítico .10, y valores NNFI inferiores al valor crítico .10).

En el modelo unifactorial de Autovalía Global, el índice de expectativa de validación cruzada (ECVI) obtenido en los tres cursos analizados también permite confiar en obtener resultados similares en otras muestras.

En cuanto a las saturaciones factoriales estimadas para el modelo unifactorial, todas las saturaciones fueron significativas (p<.01) en los tres cursos analizados.

Correlaciones entre Subescalas Específicas

En la Tabla 3 se presentan las intercorrelaciones entre escalas para cada uno de los tres cursos estudiados, obtenidas en el análisis factorial confirmatorio de las subescalas de autopercepciones específicas del SPPC. Como puede observarse en la mencionada tabla, si bien en los estudiantes de 6º de E.G.B. todas las subescalas correlacionan entre sí de forma significativa, no ocurre lo mismo con los estudiantes de 8º de E.G.B. y 2º B.U.P./4º E.S.O. Los resultados obtenidos muestran cómo se produce una progresiva diferenciación entre autopercepciones específicas conforme aumenta la edad.

Así, mientras que en los estudiantes de 6º de E.G.B. todas las correlaciones son significativas con una p<.01, en los estudiantes de 8º de E.G.B. los valores obtenidos muestran que la correlación entre Apariencia Física y Competencia Escolar sólo lo es con una p<.05, y que la correlación entre Comportamiento/Conducta y Apariencia Física no es significativa. Tal y como cabría esperar, la progresiva diferenciación entre autopercepciones específicas puede verse de forma clara en los estudiantes de 2º B.U.P./4º E.S.O., donde la correlación entre Apariencia Física y Competencia Escolar sigue siendo significativa sólo con una p<.05, y a la correlación no significativa entre Comportamiento/Conducta y Apariencia Física, se añaden otras correlaciones no significativas entre Comportamiento/Conducta y Aceptación Social, Comportamiento/Conducta y Apariencia Física, Competencia Escolar y Aceptación Social, y Competencia Escolar y Competencia Deportiva. Otro dato a destacar es que en los tres cursos estudiados la correlación más elevada es la que presenta la Competencia Deportiva y Competencia Escolar, en el caso de estudiantes de 6º de E.G.B., y Competencia Deportiva y Aceptación Social, en el caso de estudiantes de 8º de E.G.B. y estudiantes de 2º B.U.P./4º E.S.O.

Fiabilidad de los Ítems y Subescalas

La fiabilidad de los ítems fue analizada a través de las correlaciones múltiples al cuadrado (R cuadrado ofrecidas por el LISREL 8) para cada uno de los tres cursos estudiados. Los valores obtenidos mostraron una gran variabilidad entre los tres cursos estudiados. Pocos ítems presentaron valores mayores a .50, y por tanto valores indicativos de estar midiendo la variable latente de forma adecuada. En concreto, tan sólo 6 ítems (10, 11, 16, 22, 24 y 32) presentaron valores superiores a .50, en los estudiantes de 6º de E.G.B., sólo 10 ítems (2, 8, 16, 18, 22, 24, 25, 26, 30 y 31) presentaron valores superiores a .50, en estudiantes de 8º de E.G.B., y 12 ítems (3, 4, 8, 10, 16, 18, 21, 22, 24, 29, 30 y 31) presentaron valores superiores a .50 en estudiantes de 2º B.U.P./4º E.S.O. Además, tan sólo 3 ítems (16, 22 y 24) tuvieron valores superiores a .50 en los tres cursos estudiados.

La fiabilidad de las subescalas fue analizada a través del cálculo del alfa de Cronbach. Como puede observarse en la Tabla 4, los valores obtenidos son moderados, indicando la necesidad de mejorar la consistencia interna de las subescalas de este instrumento. El análisis de los valores obtenidos en los tres cursos estudiados muestra cómo los mejores valores son los obtenidos por los estudiantes de 2º B.U.P./4º E.S.O., y los peores los obtenidos por los estudiantes de 6º de E.G.B. Además, el análisis realizado también mostró que la eliminación del ítem 9 aumentaría la consistencia interna de la subescala Competencia Deportiva en los tres cursos analizados (véase Tabla 4).

Discusión

El objetivo general del presente trabajo consistente en analizar las propiedades psicométricas y validez del SPPC responde a la necesidad de aportar datos sobre su generalizabilidad en diferentes culturas (Worth Gavin y Herry, 1996). La validez factorial de la versión en castellano del SPPC ha sido analizada a través de análisis factorial confirmatorio, no limitándose ésta al análisis de los cinco dominios específicos, sino que también hemos realizado el análisis de la validez factorial del dominio de Autovalía Global. Los resultados obtenidos hipotetizando un modelo pentafactorial que asumió la existencia de cinco variables latentes relacionadas referidas a las cinco dimensiones de autopercepciones específicas, muestran que este modelo puede ser considerado aceptable en los tres niveles de edad considerados, si bien el ajuste del modelo puede mejorarse sustancialmente. Por tanto, y en términos generales, los resultados obtenidos en el análisis de la validez factorial de las subescalas de autopercepciones específicas del SPPC ofrecen, en la línea de lo obtenido por Van Dongen-Nelman et al. (1993) y Worth Gavin y Herry (1996), un ajuste aceptable pero no total a la estructura pentafactorial de este instrumento defendida por Harter (1985). En cuanto a los resultados obtenidos hipotetizando un modelo factorial que asumió la existencia de una variable latente referida a la dimensión de Autovalía Global, éstos muestran que el ajuste de este modelo es bastante aceptable en los estudiantes de 2º B.U.P./4º E.S.O., pero inaceptable en estudiantes de 6º y 8º de E.G.B. Este resultado, mostrando la validez factorial de la escala de Autovalía Global de la versión en castellano del SPPC en los sujetos de 15 años pero no en los de 11 y 13 años, podría ser interpretado en base a la utilización por parte de los jóvenes de autodescripciones cada vez más abstractas guiadas por las recién adquiridas habilidades cognitivas. Sin embargo, nos vemos limitados en la interpretación de este resultado dado que no sabemos de ningún estudio que haya analizado la validez factorial de la escala de Autovalía Global del SPPC, siendo necesarios estudios posteriores que permitan comparar estos datos.

La creciente diferenciación en el self a medida que avanza la edad y la progresiva adquisición de la capacidad de formar autopercepciones en un mayor número de contextos y roles que en etapas anteriores (González, Pérez, González y García, 1997; Harter, 1990, 1999), queda patente en los resultados que hemos obtenido analizando las correlaciones entre subescalas específicas del SPPC, los cuales apoyan lo obtenido por otras investigaciones (Boivin et al., 1992; Harter, 1985; Van Dongen-Nelman et al., 1993; Worth Gavin y Herry, 1996). También consideramos que merece ser destacado el que, si bien las correlaciones entre las subescalas específicas del SPPC obtenidas en los diferentes estudios realizados presentan ciertas variaciones en cuanto a los valores obtenidos, sin embargo, la comparación cros-cultural de las mismas muestra similitudes en cuanto a las correlaciones más elevadas obtenidas. Así, los resultados obtenidos en nuestro estudio en cuanto a que en estudiantes de menor edad (6º de E.G.B.) existe una elevada asociación entre percibirse competentes en nivel deportivo y escolar son similares a los resultados obtenidos por Harter (1985) y Van Dongen-Nelman et al. (1993). En la misma línea, los resultados obtenidos en estudiantes de mayor edad (8º de E.G.B. y 2º de B.U.P./4º de E.S.O.), indicando mayor asociación entre percibirse competente a nivel deportivo y a nivel social, son similares a los obtenidos por Harter (1985), Van Dongen-Nelman et al. (1993) y Worth Gavin y Herry (1996).

Por lo que respecta a la fiabilidad del SPPC, los resultados obtenidos en cuanto a la fiabilidad de los ítems a través de las correlaciones múltiples al cuadrado nos indican que si bien la fiabilidad de los ítems aumenta ligeramente conforme aumenta la edad de los sujetos evaluados, el número de ítems que parecen estar midiendo su dimensión de forma adecuada es reducido. Este resultado es similar al obtenido por Worth Gavin y Herry (1996), los cuales, sin embargo, se planteaban la idiosincrasia de los mismos, dado que no conocían datos de estudios que hubiesen analizado la fiabilidad de los ítems del SPPC. Esta similitud de resultados nos hace plantear la necesidad de posteriores estudios que analicen la replicabilidad de los resultados obtenidos en cuanto a la fiabilidad de sus ítems. Por último, y en cuanto a la fiabilidad de las subescalas del SPPC, los resultados obtenidos van en la línea de los obtenidos en estudios previos, indicando que el SPPC es un instrumento que presenta una moderada fiabilidad de sus subescalas, siendo mayor la varianza de error aleatorio o fluctuaciones azarosas de sus puntuaciones en las edades menores que en las mayores.

En base a los resultados obtenidos en nuestro estudio planteamos la necesidad de mejorar la fiabilidad de sus ítems y subescalas y de limitar el rango de edad de aplicación de este instrumento, dado que su mejor validez factorial y fiabilidad parece darse en las edades mayores, donde existe una mayor capacidad para emitir juicios globales sobre sí mismos, y una mayor diferenciación entre dominios del self.


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    Tabla 1. Índices de bondad estimados para el modelo pentafactorial.
                            
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    Tabla 2. Índices de bondad estimados para el modelo unifactorial de la escala de autovalía global.
                            
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    Tabla 3. Correlaciones factoriales por cursos, obtenidas en el análisis factorial confirmatorio.
                            
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    Tabla 4. Alfa de Cronbach de las subescalas por cursos.