Psicothema, 2006. Vol. Vol. 18 (nº 1). 130-134

Bianca Dapelo Pellerano, Rodolfo Marcone Trigo, Francisco de Asís Martín del Buey^*,

Eugenia Martín Palacio^* y Ana Fernández Zapico^*

Esta investigación se centra en la adaptación del Cuestionario de Personalidad Eficaz en contextos educativos a la realidad chilena. Este instrumento pretende medir el constructo personalidad eficaz, conformado por cuatro esferas del yo identificadas como: fortalezas, demandas, retos y relaciones. La versión original del Cuestionario está conformada por 58 ítems. Se introducen modificaciones en 30 de sus ítems. Su aplicación a una muestra de 594 estudiantes de tercero y cuarto curso de enseñanza media de cuatro establecimientos educacionales de Viña del Mar permitió establecer sus características psicométricas. La nueva versión del instrumento (23 ítems) tiene una fiabilidad de 0.85. El análisis factorial revela una estructura de cuatro componentes que explican un 50,42% de la varianza total. Estos componentes, que poseen una gran similitud con el instrumento original, son denominados: autorrealización académica, autorrealización social, eficacia resolutiva y autoestima. El análisis factorial de segundo orden revela una estructura conformada por un solo componente que explica un 43,28% de la varianza total, confirmando, de esta manera, la presencia de un factor único que correspondería al constructo personalidad eficaz postulado.

A Chilean version of the Efficient Personality Questionnaire for Adolescents. This investigation aims at adapting the test for Efficient Personality in educational contexts to Chilean reality. This instrument measures the construct efficient personality, made up of four levels of the self: strengths, requests, challenges and relationships. The original version has 58 items. In order to adapt it to our reality, 30 items were modified. The instrument was applied to a sample of 594 third and fourth secondary level students from four educational institutions of Viña del Mar. The new version of the instrument (23 items) presents a .85 reliability coefficient. The factorial analysis shows a structure of four basic factors which explain 50.42 % of the total variance. These factors, which are very similar those proposed in the original instrument, are named as academic self realization, social self realization, solving efficiency, and self steem. The second order factors analysis reveals a single factors structure that explains 43,28 % of the total variance, thus confirming the presence of the only factor that would correspond to the efficient personality construct presented.

En diversas publicaciones se ha destacado la relevancia que posee un conjunto de atributos de la personalidad en el desarrollo académico, vocacional y social de los estudiantes (Bandura, 1987; Castaños, 1995; Rivas, 2002; Martín del Buey, 1997, 2000, 2003, 2004; Carbonero y Merino, 2004). Estos atributos desempeñan un papel relevante en el desarrollo de competencias que les permitan enfrentar adecuadamente las exigencias y desafíos que conlleva un mundo en constante transformación (Carrasco y Del Barrio, 2002). Algunos de ellos precisan que entre las principales características de la personalidad eficaz se encontrarían un conjunto de capacidades y habilidades tales como: asertividad, autoestima, capacidad de trabajo, confianza en sí mismo, estabilidad emocional, estilo de pensamiento (capacidad de aprender de la experiencia, conciencia comprensiva, habilidad conceptual superior, habilidad para solucionar problemas, imaginación, intuición, visión de futuro, persuasión, versatilidad, visión realista del ambiente, viveza), extraversión, flexibilidad, independencia, iniciativa, locus de control, motivación de logro, optimismo, perseverancia, tolerancia a la incertidumbre, toma de riesgos y valores personales, etc. (Martín del Buey, Marcone y Dapello, 2005; Aciego de Mendoza, Domínguez y Hernández, 2005).

Igualmente, podemos señalar que el nivel de desarrollo de estas competencias pueden obstaculizar o facilitar el desempeño eficaz de los estudiantes en los contextos de interacción psicosocial (Sánchez-Bernardos, Quiroga, Bragado y Martín, 2004).

Desde la perspectiva vocacional, se ha señalado que la «personalidad eficiente» es aquella que predice el éxito en cualquier profesión (Castaños, 1984). Por su parte, Rivas (2003) plantea que entre los rasgos de personalidad que mejor orientan la conducta vocacional estarían el autoconcepto y autoestima, locus de control, las expectativas de autoeficacia, el estilo atribucional y de afrontamiento.

En este contexto, Albert Bandura señala que entre las creencias que poseen las personas para controlar su ambiente están las creencias de autoeficacia, definiéndola como las creencias en la propia capacidad para organizar y ejecutar acciones requeridas para manejar situaciones futuras (Bandura, 1990,1992,1993; Sanjuán, Pérez y Bermúdez, 2000).

Teniendo como base los aportes citados, Martín del Buey (2004) ha señalado que la personalidad eficaz es un constructo teórico - empírico compuesto por cuatro esferas del yo: fortalezas (autoconcepto y autoestima); demandas (motivación, atribución y expectativas); retos (afrontamiento de problemas y toma de decisiones) y relaciones (comunicación, empatía y asertividad). Uno de los productos de su investigación ha sido la construcción en España del Cuestionario de Personalidad Eficaz en la Educación Secundaria junto a un programa progresivo para su desarrollo. Esas esferas funcionarían de manera interactiva, influyéndose mutuamente, generando un tipo de respuesta (conducta) considerada eficaz frente a los desafíos que enfrenta la persona. No pueden ser consideradas de forma autónoma e independiente. Son complementarias entre sí y además tienen mucho de imperiosa necesidad de ser trabajadas en bandas múltiples (Martín del Buey et al, 2004). En esta línea de análisis, se podría establecer que un alumno que posee ciertos rasgos considerados propios de una personalidad eficaz, en los diversos contextos psicosociales en que participe, se caracterizaría por: un amplio conocimiento de sí mismo (autoconcepto) y una adecuada valoración de sí mismo (autoestima); motivación para estudiar y para afrontar los retos que el campo educativo le ofrece (motivación); esperanza de conseguir aquello que se propone (expectativas) valorando en todo momento cuáles son las causas de lo que le ocurre (atribuciones); sabiduría para afrontar eficazmente los impedimentos que surjan al tratar de conseguir aquello para lo que está motivado (afrontamiento de problemas) y para elegir la mejor opción entre las muchas alternativas que implican las diversas decisiones (toma de decisiones); y capacidad para convivir en un ambiente social en el que tendrá que interactuar con otros sabiendo expresar sus opiniones y sentimientos sin ofender a los demás (asertividad, empatía y comunicación) (Martín del Buey et al, 2004).

Diversos estudios refuerzan lo aquí planteado (Soria, Otamendi, Berrocal, Caño y Rodríguez, 2004).

Estrechamente relacionado con lo anterior, en la Universidad de Playa Ancha (Valparaíso, Chile) se han realizado estudios orientados a la investigación del constructo personalidad eficaz, delineado por Martín del Buey y su equipo en poblaciones de estudiantes de contextos educativos diversos (Dapelo, Marcone y Martín del Buey, 2003, 2004). Este trabajo presenta el estudio de la consistencia interna, validez y estructura factorial de la versión adaptada del Cuestionario de Personalidad Eficaz (Martín del Buey, 1999) para una población de alumnos de Educación Secundaria de Viña del Mar, Chile.

Método

Participantes

La muestra está conformada por 594 estudiantes matriculados en tercer y cuarto año de Enseñanza Media de cuatro establecimientos educacionales particulares subvencionados de la Comuna de Viña del Mar (Tabla 1), comprendidos entre los 16 y 18 años.

Instrumento

El Cuestionario de Personalidad Eficaz está conformado por un conjunto de ítems que pertenecen a las distintas variables implícitas en el constructo personalidad eficaz. Originalmente, está formado por 58 ítems (Martín del Buey et al, 2004). En la construcción del instrumento se revisaron otras escalas, entre las que se pueden señalar: el AF5 de García y Musitu (1999); ACS: escala de afrontamiento para adolescentes, de Fryndenberg y Lewis (1997); EHS: escala de habilidades sociales, de Gismero (2000). A ellos se agregan la batería MATEX, conformada por los cuestionarios MAPE I (Motivación hacia el aprendizaje), EAT (Estilos atributivos), ECO (Expectativas de control), la batería MAT y EMA II (Escala multidimensional de atribuciones), de Alonso Tapia y otros (1992). El formato de respuesta responde a una escala tipo Likert que se valora de uno a cinco, en un continuo que va de «Nunca» (1) a «Siempre» (5). En el caso de aquellos ítems cuyo sentido es inverso la puntuación se invierte. En todo momento se siguieron las correspondientes pautas para la construcción del instrumento (Muñiz, 1996, 2002, 2004; Moreno, Martínez y Muñiz, 2004).

La última versión española del PECE para Educación Secundaria, compuesto por 28 ítems, alcanza un coeficiente total igual a 0,88. Una estructura factorial de cuatro factores de primer orden que explican el 41,306% de la varianza y un factor general de segundo orden que explica el 47,42% (Martín del Buey, 2005).

En nuestra investigación los 58 ítems originales de la primera versión española fueron sometidos a análisis de pertinencia lingüística, dadas las diferencias culturales de la muestra. En esta configuración, 28 ítems mantienen su redacción original y 30 experimentan algunas adecuaciones con el fin de facilitar su comprensión por parte de los estudiantes de la Enseñanza Media chilenos. Este instrumento fue aplicado a una muestra piloto conformada por 38 alumnos de tercer año, no encontrándose situaciones que dificultaran la comprensión del contenido de cada ítem.

Procedimiento

La aplicación del instrumento se realizó entre los meses de agosto-septiembre del año 2004. La actividad fue desarrollada en cada curso por orientadores de cada establecimiento, con reconocida experiencia profesional y entrenamiento previo.

Resultados

El análisis de las correlaciones permitió excluir del cuestionario a todos aquellos ítems que registraban valores menores a 0.30, en la correlación con el total. De esta manera, se procedió a retirar 19 de los ítems incluidos en esta primera versión del Cuestionario (2, 7, 9, 14, 18, 20, 21, 24, 25, 32, 33, 34, 35, 44, 46, 50, 52, 55, 57). La nueva versión de 39 ítems obtiene una fiabilidad (consistencia interna) de 0.85, al eliminar los ítems 44 y 52 ésta aumenta a 0.87, lo cual puede considerarse un buen coeficiente.

Estructura factorial

El método empleado fue el análisis de los componentes principales con rotación oblicua «Oblimin».

El estudio de las comunalidades permitió eliminar todos aquellos ítems cuyo peso era inferior a .30. De esta manera se eliminan 14 de los ítems (4, 5, 6, 17, 23, 26, 37, 39, 43, 47, 48, 49, 51, 54). Se inicia el análisis factorial considerando 25 ítems de los 58 originales.

Dados los antecedentes teóricos que permitieron configurar la estructura previa del instrumento se extrajeron cuatro componentes, que corresponde al número de factores que señala el estudio original de Martín del Buey et al, 2004). Se utilizó como criterio de saturación significativa en los factores un peso factorial igual o mayor a .30. Esta solución factorial fue confirmada a través del gráfico de sedimentación que muestra un cambio brusco de pendiente entre los componentes 4 y 5 (Gráfico 1).

El conjunto de los cuatro componentes explican el 50,43% de la varianza total (Tabla 2).

Análisis de los componentes

El análisis de la matriz de configuración que expresa la importancia o «peso» que tiene cada variable en cada componente se expresa en la tabla 3.

Los ítems 29 y 58, al no registrar peso factorial superior de 0,30, se decide eliminarlos del instrumento, quedando de esta manera el instrumento definitivo conformado por 23 ítems.

El primer componente, conformado por ocho ítems, referidos a fortalezas del yo: autoconcepto como estudiante y retos del yo: motivación académica, expectativas y atribuciones de desempeño académico. El análisis del contenido de los ítems permite apreciar una fuerte interrelación entre el conocimiento personal y atribución de éxito a una definida y positiva capacidad y esfuerzo para el estudio, la motivación por el aprendizaje y el logro, y expectativas futuras favorables. Este componente incluye 5 ítems adaptados y tres originales de la versión española, por lo tanto, se mantiene su conceptualización como «Autorrealización académica».

El segundo componente, conformado por seis ítems, corresponde a la esfera de relaciones del yo, ya que involucra habilidades de comunicación, empatía y asertividad. El análisis lógico del factor permite señalar que los ítems corresponden más específicamente a la autopercepciones de capacidad o competencia para establecer y mantener relaciones con los otros y a las expectativas de éxito en sus relaciones sociales. De esta manera se ha denominado a este factor «Autorrealización social». Es importante señalar aquí que cinco de sus ítems integran el factor 2 «autorrealización socioafectiva» de la versión original.

El tercer componente, conformado por cinco ítems, corresponde a la esfera retos del yo. El análisis lógico del factor permite apreciar que integra los ítems que miden indicadores propios del proceso de toma de decisiones y la resolución de problemas, específicamente el conocimiento de las estrategias de afrontamiento eficaz a los desafíos, la toma de decisiones ajustadas a las demandas propias de la situación con una actitud positiva. Se denomina «Autoeficacia resolutiva». Este factor mantiene cinco de los seis ítems de la versión original.

El cuarto componente, conformado por cuatro ítems, corresponde a las fortalezas del yo, ya que integra los aspectos valorativos de la persona. Dado que los ítems miden indicadores de autoestima global, se ha decidido denominarlo «Autoestima». En la versión española, estos ítems saturan en el factor 2 «autorrealización socioafectiva».

Los coeficientes de correlación entre los factores de primer orden son significativos al 0.01 y 0.05. Esto estaría demostrando una fuerte relación entre los diversos factores de primer orden y justificando la realización de un análisis factorial de segundo orden (Nunnally, 1995). La presencia de éstos hace explícito que los factores de primer orden constituyen aspectos relacionados, pero separables, del constructo en estudio.

La fiabilidad de los diversos componentes fluctúa entre .72 y .80, considerándose como buena. La fiabilidad total es alta, sin embargo, levemente inferior a la obtenida en la etapa anterior de construcción del instrumento (Tabla 4).

Sometido a un nuevo análisis de componentes principales, empleando ahora las puntuaciones factoriales, se obtiene un solo componente que explica el 43,278% de la varianza total.

De esta manera se confirma lo planteado por Martín del Buey respecto a la existencia de un solo factor de segundo orden que responde a las características ya precisadas del constructo en estudio (Tabla 5).

Discusión

Los resultados de Chile permiten reforzar los hallazgos de investigaciones anteriores en España, las cuales mostraron que los aspectos que conforman la personalidad eficaz aparecen agrupados en cuatro esferas del yo significativamente interrelacionadas, apoyando empíricamente el supuesto de personalidad eficaz como un constructo unitario global.

Además, considerando los resultados obtenidos en la presente investigación, específicamente de acuerdo al análisis factorial antes descrito, es posible encontrar nueva evidencia de la estructura multidimensional del autoconcepto, ya que se obtiene un factor «autoestima» claramente diferenciado del factor «autorrealización social». En cambio, en la muestra de estudiantes españoles integra ambas dimensiones del autoconcepto en un solo factor (autorrealización socioemocional). Esto nos permite concluir que, en los adolescentes chilenos considerados en este estudio, las autopercepciones se encuentran organizadas en dimensiones más específicas, y la muestra española evidencia una organización más global, lo que podría ser atribuido a las diferencias culturales y del medio social en que se desarrollan. Sin embargo, dado que a medida que las personas aumentan en edad se van identificando más dimensiones (Núñez y González, 1994), es probable que esta variable explique las diferencias halladas ya que un porcentaje importante de la muestra española corresponde a estudiantes de niveles educativos inferiores a los de la muestra chilena.

Otro aspecto necesario de precisar, por su implicancia en los procesos de construcción del yo desde la perspectiva del género, hace referencia a la caracterización de la muestra, según el sexo, siendo la muestra española más homogénea que la chilena (integrada mayoritariamente por adolescentes de sexo femenino).

Estos antecedentes generan la necesidad de estudiar soluciones factoriales de edad y género, con el objeto de analizar la estabilidad/variabilidad de sus componentes y en las descripciones de las características básicas de la personalidad eficaz desde una perspectiva evolutiva y cultural.

El análisis lógico de la estructura factorial obtenida de la versión adaptada del PECE revela una alta correspondencia conceptual con el modelo que lo sustenta. En consecuencia, es posible identificar claramente las cuatro esferas del yo y sus variables: fortalezas del yo: factor «autoestima» (autoestima global); demandas del Yo: factor «autorrealización académica» (motivación, expectativa y atribución académica), retos del yo: factor «eficacia resolutiva» (afrontamiento de problemas y toma de decisiones) y relaciones del yo: «autorrealización social» (habilidades sociales).

Paralelamente, la solución factorial de cuatro componentes presenta similitud con la versión española y, particularmente, en dos componentes que se configuran con pesos factoriales importantes: autorrealización académica 0.68 y 0.71, y eficacia resolutiva 0.62 y 0.74.

Finalmente, es importante señalar que los análisis de fiabilidad y validez, tanto del cuestionario español como la versión chilena, han permitido seleccionar un conjunto de ítems que se confirman como más pertinentes para la medida de la personalidad eficaz, válidos para ambas poblaciones.

Estos hallazgos no dejan de ser prometedores, tanto desde el punto de vista teórico como metodológico, por sus implicancias en el desarrollo de investigaciones transculturales y su relevancia en los procesos de orientación personal y vocacional. El estado actual de la investigación enriquece la posibilidad de empleo del cuestionario en las organizaciones educativas como una herramienta válida y confiable que permita a los orientadores el conocimiento de sus alumnos en cuatro esferas del yo, mejorando su comprensión integral de los estudiantes, lo que, indudablemente, posibilita la detección de requerimientos para planificar el proceso de ayuda y ejecutar la intervención psicoeducativa.

Aciego de Mendoza, R., Domínguez Medina, R. y Hernández Hernández, P. (2005). Consistencia interna y estructura factorial de un cuestionario sobre autorrealización y crecimiento personal. Psicothema, 17 (1), 134-142.

Alonso Tapia, J. y Arce Sáez, E. (1992). Expectativas de control y motivación: el cuestionario ECO. En Alonso Tapia (ed.): Motivar en la adolescencia: teoría, evaluación e intervención. Servicio de Publicaciones de la Universidad Autónoma de Madrid.

Alonso Tapia, J., Montero García Celay, I. y Mateos Sanz, M. (1992). Evaluación de los estilos atributivos: el cuestionario EMA-II. En Alonso Tapia (ed.): Motivar en la adolescencia: teoría, evaluación e intervención. Colección de Bolsillo. Servicio de Publicaciones de la Universidad Autónoma de Madrid.

Alonso Tapia, J. y Sánchez Ferrer, J. (1992). Cuestionario MAPE-I: motivación hacia el aprendizaje. En Alonso Tapia (ed.): Motivar en la adolescencia: teoría, evaluación e intervención. Colección de Bolsillo. Servicio de Publicaciones de la Universidad Autónoma de Madrid.

Alonso Tapia, J. y Sánchez García, F. (1992). Estilos atributivos y motivación: el cuestionario EAT. En Alonso Tapia (ed.): Motivar en la adolescencia: teoría, evaluación e intervención. Colección de Bolsillo. Servicio de Publicaciones de la Universidad Autónoma de Madrid.

Bandura, A. (1977). Self-efficacy: toward a unifying theory of behavioural change. Estados Unidos: Psychological Review, 84, 191-215.

Bandura, A. (1987). Pensamiento y acción. Fundamentos sociales. Barcelona: Martínez Roca.

Bandura, A. (1990). Multidimensional scales of perceived self-efficacy. Stanford University, Stanford, C.A.

Bandura, A. (1992). Exercise of personal agency throught the self-efficacy mechanism. En R. Schwarzer (ed.): Self-efficacy: thought control of action (pp. 3-38). Washington, DC: Hemisphere.

Bandura, A. (1993). Perceived self.efficacy in cognitive development and functioning. Educational Psychologist, 28, 117-148.

Bandura, A. (1995). Self-efficacy in changing societies. Cambridge. University Press (pp. 2-4).

Bandura, A. (1997). Self-efficacy: the exercise of control. New York: Freeman.

Bandura, A., Barbaranelli, C., Caprara, G. y Pastorelli, C. (1996). Multifaceted impact of self-efficacy beliefs on academic functioning. Child Development, 67, 1.206-1.222.

Bandura, A., Barbaranelli, C., Caprara, G. y Pastorelli, C. (2001). Self-efficacy beliefs as shapers of children’s aspirations and career trajectories. Child Development, 72, 187-206.

Bandura, A., Caprara, G., Barbaranelli, C., Pastorelli, C. y Regalia, C. (2001). Sociocognitive self-regulatory mechanisms governing transgressive behavior. Journal of Personality and Social Psychology, 80, 125-135.

Bandura, A., Pastorelli, C., Barbaranelli, C. y Caprara, G.V. (1999). Self-efficacy pathways to childhood depression. Journal of Personality and Social Psychology, 76 (2), 258-269.

Bisquerra, R. (1989). Introducción conceptual al análisis multivariante. Barcelona: PPU.

Carbonero Martín, M.A. y Merino Tejedor, E. (2004). Autoeficacia y madurez vocacional. Psicothema, 16 (2), 229-234.

Carrasco Ortiz, M.A. y del Barrio Gándara, M.V. (2002). Evaluación de la autoeficacia en niños y adolescentes. Psicothema, 14 (2), 323-332.

Castaños, L.C. (1986). Psicología y orientación vocacional. España: Biblioteca Marova del hombre.

Elosúa, P. (2003). Sobre la validez de los tests. Psicothema, 15, 315-321.

Malhotra, N. (2004). Investigación de mercado. México: Pearson Educación Prentice Hall.

Marcone T.R. (2002). Orientación educativa para el desarrollo de la persona. Valparaíso: Dirección de Programas Especiales Universidad de Playa Ancha.

Martín M., Quintín (1999). Paquetes estadísticos SPSS 8.0. Salamanca. Hespérides.

Martín del Buey, F. (1997). Programa integrado de acción tutorial. Valparaíso: Revista de Orientación Educacional, 19-20, 71-88 Universidad de Playa Ancha.

Martín del Buey, F. y Fernández Zapico, A. (2003). Programa de desarrollo de la personalidad eficaz en contextos educativos: primeros resultados. Magister, 19, 277-291. Oviedo: Universidad de Oviedo.

Martín del Buey, F., Martín Palacio, E, Fernández Zapico, A., Dapelo Pellerano, B. y Marcone Trigo, R. (2004). Evaluación de la personalidad eficaz en contextos educativos: primeros resultados. Chile: Revista de Orientación Educacional, 33-34, 79-101.

Moreno, R., Martínez R.J. y Muñiz, J. (2004). Directrices para la construcción de ítems de elección múltiple, Psicothema, 16 (3), 490-497.

Muñiz , J. (ed.) (1996). Psicometría. Madrid: Universitas.

Muñiz, J. y García-Mendoza, A. (2002). La construcción de ítems de elección múltiple. Metodología de las Ciencias del Comportamiento, Monográfico, 416-422.

Nunally Jum, C. (1995). Teoría psicométrica. México: McGraw-Hill.

Núñez, C. y González, J.(1994). Determinantes del rendimiento académico. Oviedo: U. de Oviedo. Servicio de Publicaciones.

Paz Caballero, M. (1998). Análisis estadístico con el SPSS. España: Apuntes Universidad de Oviedo.

Prieto, G. y Delgado, A.R. (2003). Análisis de un test mediante el modelo de Rasch. Psicothema, 15, 94-100.

Rivas, F. (2003). Manual de asesoramiento y orientación vocacional. Madrid: Editorial Síntesis.

Sánchez- Bernardos, M.I., Quiroga Estévez, M.A., Bragado Álvarez, M.C. y Martín Rey, S. (2004). Autodiscrepancias y relaciones interpersonales en la adolescencia. Psicothema, 16 (4), 582-586.

Sanjuán Suárez, P., Pérez García, A., Bermúdez Moreno, J. (2000). Escala de autoeficacia general: datos psicométricos de la adaptación para población española. Psicothema, 12, suplemento, 509-513.

Soria, M., Otamendi, A., Berrocal, C., Caño, A. y Rodríguez Naranjo, C. (2004). Las atribuciones de incontrolabilidad en el origen de las expectativas de desesperanza en adolescentes. Psicothema, 16 (3), 476-480.

Vivanco, M. (1999). Análisis estadístico multivariable. Teoría y práctica. Santiago de Chile: Editorial Universitaria.