Introducción

El constructo de personali­dad resistente ha sido pro­puesto como un patrón de actitudes y habilidades que ayudan a transformar las cir­cunstancias estresantes en oportunidades de crecimiento (Maddi, 1999, 2001). Dicho constructo se ha conceptuali­zado como una combinación de tres actitudes: compromiso, control y reto. El compromiso caracteriza a aquellos indivi­duos que están altamente involucrados e identificados con las actividades que reali­zan y creen que, a medida que los acontecimientos estre­santes aumentan, es importan­te implicarse con las perso­nas, las cosas y el entorno, en lugar de desvincularse, aislar­se o alienarse de los mismos. El control está relacionado con el esfuerzo por tener in­f luencia en los hechos que ocurren alrededor, en lugar de caer en la pasividad e impo­tencia. El reto tiene que ver con asumir que la vida tiene una faceta estresante por natu­raleza y desear aprender conti­nuamente de las experiencias, en lugar de lamentarse por el propio destino (Maddi et al., 2002).

Desde su formulación en la década de los años 70, la per­sonalidad resistente se ha pre­sentado como una variable de personalidad de gran impor­tancia en la protección de la salud, tanto física como psico­lógica, en virtud de su capa­cidad de actuar como un me­dio de resistencia frente al estrés y sus consecuencias nocivas (Godoy-Izquierdo y Godoy, 2002; Jaenes et al., 2008). En este sentido, la in­vestigación muestra su rela­ción con constructos como bienestar subjetivo (Nayyeri y Aubi, 2011), emociones positi­vas y negativas (Erbes et al., 2011), autoeficacia (Vinaccia et al., 2005), salud (Ríos et al., 2010), capital psicológi­co (Moreno-Jiménez et al., 2012), consciencia plena (Franco, 2009), compromiso y desafío (Jaenes et al., 2009), burnout y salud (Moreno- Jiménez et al., 2000) resiliencia y crecimiento (Fernández- Lansac y Crespo, 2011), males­tar psicológico (Ríos et al., 2011), desgaste profesional (Moreno Jiménez et al., 2000), estrategias de afrontamiento (Peñacoba et al., 2005) y estrés (Hernández et al., 2009). Además, la relevancia de este constructo ha permitido su uti­lización en contextos pre-profe­sionales, estudiantes secunda­rios y universitarios, demos­trando su relación con el rendi­miento académico (Sheard y Golby, 2007; Maddi et al., 2009; Sheard, 2009), estilos de pensamiento (Zhang y Wong, 2011) y toma de perspectiva (Haghighatgoo et al., 2011), estrés percibido (Mohamadi et al., 2011), rasgos de persona­lidad (Zhang, 2011), satisfac­ción vital y engagement acadé­mico (Pereira, 2013).

Los primeros estudios sobre personalidad resistente fueron realizados utilizando el Per-sonal Views Survey (PVS) del Hardiness Institute. Este cues­tionario cuenta actualmente con tres versiones que han surgido a partir del intento de superar las críticas realizadas a versiones anteriores, y a deficiencias de­tectadas en indicadores de con­sistencia interna e interrelación de sus componentes, las que aún no han sido completamente superadas (p.e. Chan, 2000; Ghorbani et al., 2000; Sinclair y Tetrick, 2000). Dado lo ante­rior, teniendo en cuenta los as­pectos culturales más acordes y sumada las dificultades para acceder a las diferentes versio­nes del PVS, surge como una alternativa interesante, la Escala de Personalidad Resistente (EPR) desarrollada por Moreno- Jiménez et al. (2000). Esta es­cala, compuesta por 21 ítems, posee una estructura de tres factores de primer orden (com­promiso, control y reto) y un factor de segundo orden (perso­nalidad resistente), con adecua­dos índices de fiabilidad (>0,75 para cada dimensión) y validez de constructo (41% de varianza explicada). La escala ha sido utilizada como base de diversas investigaciones relativas al ám­bito de la salud ocupacional (Moreno-Jiménez et al., 2000b, 2006, 2012, 2014; Garrosa et al., 2008, 2010, 2011; Ladsttäter et al., 2010).

A pesar de la larga tradición que el constructo de personali­dad resistente posee y la am­plia investigación que se reali­za actualmente en torno a él, no existe a la fecha un instru­mento validado en Chile que permita contrastar o generali­zar los hallazgos reportados por la literatura anglosajona y las potenciales implicaciones prácticas que de ellas pueden derivarse. Además, dado que los componentes de la persona­lidad resistente se manifiestan de diferente forma según el contexto en el cual sean eva­luados (p.e. laboral o académi­co), resulta necesario contar con un instrumento adaptado específicamente al ámbito en el que se desee utilizar (Moreno- Jiménez et al., 2014).

En nuestro caso, resulta rele­vante contar con un instrumen­to que ofrezca adecuadas ga­rantías psicométricas para me­dir el constructo personalidad resistente en un contexto uni­versitario, como un primer paso para facilitar la investiga­ción y aplicaciones derivadas del mismo. Esto, dadas las actuales cifras de deserción académica en la educación superior chilena (cercanas al 50%), donde se indica que la capacidad de adaptación, habi­lidades y necesidades de los jóvenes, son factores importan­tes del alto númerode alumnos que abandonan sus programas de estudio (IESALC, 2005).

El objetivo del presente estu­dio es analizar psicométrica­mente una adaptación de la Escala de Personalidad Resis-tente (EPR) al contexto univer­sitario chileno, continuando trabajos previos que han vali­dado instrumentos relativos al potencial humano y la psicolo­gía positiva en el país (Vera- Villarroel et al., 2009, 2010, 2012; Dufey y Fernández, 2012; Veliz, 2012; Carmona- Halty et al., 2015).

Método

Participantes

Utilizando un muestreo no probabilístico y por convenien­cia, en el presente estudio par­ticiparon voluntariamente 900 estudiantes universitarios chile­nos (56% mujeres) de edad comprendida entre 18 y 27 años (M= 20,72; DT= 2,11). En el momento de responder el cuestionario, los estudiantes se encontraban matriculados en una institución de educación superior adscrita al Consorcio de Universidades del Estado de Chile, cursando el primer (35%), segundo (25%), tercer (22%) y cuarto año (18%), en una de las siguientes carreras de grado: Psicología (25%), Trabajo Social (27%), Derecho (27%) y Kinesiología (23%).

Mediciones

Personalidad Resistente.

Se utilizó la Escala de Perso-nalidad Resistente (EPR) desar­rollada por Moreno-Jiménez et al. (2000), previamente adaptada para evaluar las tres actitudes del constructo de per­sonalidad resistente en un con­texto académico. Dicha escala incluye 21 ítems: ocho que mi­den la variable compromiso (p.e. ‘mis actividades académi­cas me satisfacen y hacen que me dedique totalmente a ellas’); seis que miden la varia­ble control (p.e. ‘aunque haga un buen trabajo, jamás alcan­zaré mis metas académicas’); y siete que miden la variable reto (p.e. ‘en la medida que puedo, trato de tener nuevas expe-riencias en mis actividades académicas diarias’), con un formato de respuesta de 1 (to­talmente en desacuerdo) a 4 (totalmente de acuerdo). Esta escala ha mostrado adecuados índices de fiabilidad y validez de constructo (Moreno-Jiménez et al., 2000).

Además de la EPR, se mi­dieron otras variables teórica y empíricamente relacionadas con los componentes de la per­sonalidad resistente, con el fin de verificar su relación con la EPR. Dichas variables y los instrumentos para medirlas fueron los siguientes:

Satisfacción vital.

Se utilizó la adaptación chilena de la Satis-faction With Life Scale(Diener et al., 1985), realizada por Vera-Villarroel et al. (2012). La escala evalúa de manera global la satisfacción con la vida a través de cinco ítems (p.e. ‘las condiciones de mi vida son excelentes’) con puntuaciones comprendidas entre 1 (total­mente en desacuerdo) y 7 (to­talmente de acuerdo). Respecto de sus propiedades psicométri­cas, se ha obtenido en la po­blación general chilena un ade­cuado índice de fiabilidad (0,82) y una estructura unifac­torial que explica 59% de varianza.

Engagement académico.

Se utilizó la versión en español de nueve ítems del Utrecht Work Engagement Scale - Student Version (UWES-SS; Schaufeli et al., 2002), que mide las tres dimensiones del constructo: vigor (p.e. ‘mis tareas como estudiante me hacen sentir lle­no de energía’), dedicación (p.e. ‘mis estudios me inspiran cosas nuevas’) y absorción (p.e. ‘estoy inmerso en mis estu­dios’). Posee un formato de respuesta con puntuaciones comprendidas entre 0 (nunca) y 6 (siempre). Para los fines de este estudio se utilizó una me­dida general de engagement a partir de la media aritmética de los puntajes obtenidos en las tres subescalas. Respecto de sus propiedades psicométri­cas, se han descrito adecuados niveles de validez y fiabilidad en muestras de estudiantes chi­lenos (Parra y Pérez, 2010).

Rasgos de personalidad.

Se utilizó la versión en español del Big Five Inventory de 44 ítems (Benet-Martínez y John, 1998) que evalúan las dimensiones del modelo de los cinco grandes: extroversión (p.e. ‘es bien ha­blador’), afabilidad (p.e. ‘le gus­ta cooperar con los demás’), responsabilidad (p.e. ‘hace pla­nes y los sigue cuidadosamen­te’), neuroticismo (p.e. ‘se preo­cupa mucho por las cosas’) y apertura a la experiencia (p.e. ‘tiene intereses muy diversos’). Los ítems se responden en base a puntuaciones comprendidas entre 1 (muy en desacuerdo) y 5 (muy de acuerdo) en los cua­les se solicita a la persona que responda en qué medida cada una de las afirmaciones le des­criben. El cuestionario cuenta con adecuadas propiedades psi­cométricas evaluadas en diver­sas muestras (Caprara et al., 1993; Benet-Martínez y John, 1998; John y Srivastava, 1999).

Procedimiento

El procedimiento para la adaptación de la EPR a las condiciones generales de los estudiantes universitarios se realizó bajo directa supervisión de sus creadores. En primer lugar, se suprimieron aquellas alusiones referidas específica­mente al ámbito laboral en los ítems 1, 4, 8, 9, 10, 17, 18 y 21, y se incluyó en cada uno de ellos una alusión general al contexto académico. Por ejem­plo, el ítem ‘me gusta que haya gran variedad en mi trabajo’ se modificó a ‘me gusta que haya gran variedad en mis activida­des académicas’. Además, en los ítems 2, 5, 6, 7, 11, 12, 13, 15, 19 y 20, que en la escala original no hacen alusión espe­cífica al ámbito laboral, se in­trodujo una alusión relativa al contexto académico. Por ejem­plo, el ítem ‘tengo gran curio­sidad por las experiencias nue­vas’ se modificó a ‘tengo gran curiosidad por las experiencias académicas nuevas’. Para los ítems 3, 14 y 16, que en la es­cala original refieren a aspec­tos generales, por ejemplo ‘fre­cuentemente siento que puedo cambiar lo que podría ocurrir mañana a través de lo que es­toy haciendo hoy’, se optó por no introducir cambios dado que implicaba una transforma­ción mayor a la mera alusión al ámbito académico. Por últi­mo, con la finalidad de situar la totalidad de los ítems en el contexto académico, se refor­mularon las instrucciones ori­ginales para responder la EPR, indicando a cada participante: ‘piensa en tus actividades y experiencias académicas duran­te el último año y señala para cada afirmación el número que mejor te represente utilizando la siguiente escala…’ Una vez finalizada la adaptación de la EPR, se realizó una aplicación piloto a 100 estudiantes uni­versitarios (M= 21,52; DT= 3,11) de ambos sexos (51% mujeres), con la finalidad de constatar que sus ítems fuesen comprendidos.

Para la recolección de datos, se contacto personalmente con el director de cada carrera par­ticipante, a quienes se les explicó el objetivo, alcance y necesidades de la investigación. Una vez aceptada la propuesta por parte de los directores, se contactó a los estudiantes de las carreras participantes en sus respectivas salas de clases, se les ofreció una explicación de los objetivos y aspectos ge­nerales del estudio y se solicitó formalizar su participación a través de un consentimiento escrito, para finalmente aplicar el cuestionario de manera gru­pal siguiendo un procedimiento de lápiz y papel.

Antes de su ejecución, el estudio fue validado por el Comité de Ética institucional.

Análisis de datos

Para el estudio de la estruc­tura interna de la escala se di­vidió la muestra aleatoriamente en dos mitades, con la primera (submuestra A) se realizó un análisis factorial exploratorio (AFE) y con la segunda (submuestra B) un análisis factorial confirmatorio (AFC). Una vez validada la estructura de la EPR, se realizaron análi­sis de tipo descriptivo y com­paración de medias a partir del sexo de los estudiantes. Para estimar la fiabilidad se llevó a cabo un análisis de consistencia interna y de co­rrelación ítem-total corregido. Finalmente, para proporcionar otros tipos de validez, se rea­lizaron análisis de correlación de Pearson utilizando los ins­trumentos ya descritos.

Resultados

Análisis factorial exploratorio

El análisis de adecuación psicométrica de los ítems de la EPR revela buenos índices (KMO= 0,88; p.e. de Bartlett= 3271,36; p<0,01), revelando que los ítems son adecuados para la aplicación del análisis facto­rial. La prueba de normalidad Kolmogorov-Smirnov (KS) con corrección de Lilliefors indicó la ausencia de normalidad para las tres dimensiones de la EPR, a saber, compromiso: KS= 0,11; p<0,01; control: KS= 0,22; p<0,01; y reto: KS= 0,14; p<0,01. Basado en este re-sultado, se empleó el método de extracción de mínimos cua­drados generalizados y rotación oblicua, dado que se asume que los componentes de la EPR están relacionados. Mediante un análisis paralelo (Horn, 1965) se estableció que son tres los factores que presentan valores propios mayores que los que se obtendrían por azar. En esta solución, los 21 ítems de la escala se distribuyen en su respectiva dimensión. Sin embargo, al examinar las car­gas de dichos ítems, se consta­tó que seis de ellos no superan el mínimo recomendado (Kerlinger y Lee, 2002), por lo cual fueron eliminados (‘*’ en Tabla I).

Con el instrumento depurado y siguiendo recomendaciones actuales (Lloret-Segura et al., 2014) se realizaron nuevamente los análisis descritos, cuyos resultados se presentan en la Tabla II. Un primer factor agrupa cinco ítems referidos a la dimensión compromiso, que en su conjunto explican un 34,4% de varianza. El segundo factor agrupa cinco ítems refe­ridos a la dimensión control, que en conjunto explican un 13,5% de varianza. El tercer factor agrupa a otros cinco ítems referidos a la dimensión de reto, que en su conjunto explica un 8,6% de varianza.

Análisis factorial confirmatorio

Para examinar el ajuste empí­rico de los datos en el modelo teórico contenido en la EPR, se llevó a cabo un análisis factorial confirmatorio (AFC) utilizando el programa de ecuaciones es­tructurales AMOS 20.0. Se cal­cularon los siguientes índices relativos y absolu-tos de bondad de ajuste: c2, RMSEA (root mean square error of approximation), IFI (incremental fit index), TLI (Tucker-Lewis coefficient) y CFI (comparativefit index). En gene­ral, valores <0,06 para el índice RMSEA indican un buen ajuste. Para el resto de indicadores, va­lores >0,90 muestran un ajuste aceptable y valores >0,95 mues­tran un ajuste superior (Hu y Bentler, 1999). Se contrastaron dos modelos: el primer modelo (M1) se utiliza como hipótesis nula y corresponde a una solu­ción unifactorial en donde satu­rarían todos los ítems de la EPR depurada de 15 ítems. El segundo modelo (M2) replica, con 15 ítems, la estructura pro­puesta por los autores de la EPR: tres factores de primer orden (compromiso, control y reto) y uno de segundo orden (personalidad resistente).

El primer modelo, tal y como se esperaba, falla en to­dos los indicadores de bondad de ajuste: X2 (DF= 90)= 783,15; RMSEA= 0,13; NFI= 0,69; IFI= 0,71; TLI= 0,66; y CFI= 0,71. Por otra parte, el segundo modelo obtiene adecuados índices en todos los parámetros seleccionados: X2 (DF= 87) = 220,57; RMSEA= 0,06; NFI= 0,91; IFI= 0,94; TLI= 0,93; y CFI= 0,94.

Estadísticos descriptivos

La Tabla III presenta los es­tadísticos descriptivos de la EPR adaptada a universitarios en la muestra chilena. Al com­parar los niveles de personali­dad resistente a partir del sexo de los estudiantes, únicamente se observan diferencias estadís­ticamente significativas en la dimensión compromiso: t(898)= 2,24; p= 0,02; d= 0,19; 95% IC (-0,03 a 0,12), a favor del grupo mujer; mientras que en las res­tantes dimensiones la diferencia no alcanza significación estadís­tica, siendo control: t(898)= 1,10; p= 0,26; 95% IC (-0,04 a 0,15); y reto: t(898)= 1,14; p= 0,15; 95% IC (-0,05 a 0,16). Estos valores se replican para la dimensión general, personalidad resistente: t(898)= 1,13; p= 0,26; 95% IC (-0,04 a 0,13).

Análisis de fiabilidad

En la Tabla IV se presentan los resultados del análisis de correlación ítem-total corregido para cada una de las dimensio­nes de la EPR, adaptada a estudiantes universitarios chile­nos. Además, en la diagonal de la Tabla V se muestran los ín­dices alpha de Cronbach para todas las variables evaluadas en el estudio.

Otros indicadores de validez

La matriz de correlaciones contenida en la Tabla V mues­tra que las tres actitudes del constructo de persona­lidad resistente medidas por la EPR se relacio­nan significativamente y en la línea teórica esperada con las di­mensiones evaluadas.

Discusión

La ausencia de ins­trumentos para medir confiable y válidamen­te el constructo de personalidad resistente en estudiantes univer­sitarios chilenos con­dujo al objetivo de la presente investigación: analizar psicométrica­mente una adaptación al contexto universita­rio chileno de la Es-cala de Personalidad Resistente (EPR) de Moreno- Jiménez et al. (2000).

Después de depurar la EPR adaptada al contexto universita­rio chileno, el resultado de un segundo AFE muestra que los ítems de la EPR se distribuyen en tres factores que son cohe­rentes con la dimensiones del constructo personalidad resis­tente: compromiso, control y reto. Además, en el AFC esta estructura es adecuadamente explicada, tal y como ha sido previamente confirmada en otros estudios (Sinclair y Tetrick, 2000; Maddi et al., 2006; Moreno-Jiménez et al., 2014). La dimensión de compro­miso fue la única en la que se encontró diferencia estadística­mente significativa según sexo, en la misma dirección de otros trabajos (Sheard, 2009), es de­cir, en los valores observados de la dimensión. Se obtuvieron adecuados índices de consisten­cia interna, similares a lo repor­tado en la EPR original (Moreno-Jiménez et al., 2000) y superiores a lo reportado en otros trabajos (Maddi et al., 2006; Hystad et al., 2010; Moreno-Jiménez et al., 2014). En el análisis de correlación ítem-total se observan relacio­nes importantes según el están­dar propuesto por Cohen (1992). Finalmente, la EPR adaptada a estudiantes obtiene relaciones estadísticamente significativas con los constructos de satisfac­ción vital, engagement académi­co y los rasgos de personalidad, en la dirección teórica esperada y observada previamente (Nayyeri y Aubi, 2011; Zhang, 2011; Pereira, 2013).

Al ofrecer una escala con suficientes garantías psicomé­tricas en el contexto universi­tario chileno, esperamos con­tribuir a fomentar la investi­gación en torno al afronta­miento del estrés en dicho contexto, desde una perspec­tiva centrada en los recursos y fortalezas, en linea con los desarrollos actuales de la psi­cología positiva (Seligman y Csikszentmihalyi, 2000). Además, dado que las actitu­des contenidas en el construc­to personalidad resistente son factibles de ser incluidas en el repertorio de las personas a través de una intervención deliberada (Maddi et al., 1998, 2009; Mohamadi et al., 2011), creemos que el presen­te trabajo puede apor tar al inicio de futuras investigacio­nes que consideren relevante el fomento de la capacidad de las personas para convertir la adversidad en opor tunidad (Khoshaba y Maddi, 1999), lo cual constituye la base del programa de desarrollo de la personalidad resistente (Maddi y Martínez, 2008). Todo esto en un área escasamente explo­rada en Chile, como lo es la personalidad resistente de los estudiantes universitarios.

Las relaciones reportadas en el presente trabajo indican que aquellos alumnos que presentan mayores niveles de personali­dad resistente tienden a estar más satisfechos con su vida y vinculados (engaged) con sus estudios, y ser más responsa­bles, emocionalmente estables, extrovertidos, abiertos a nuevas experiencias y afables con quienes les rodean. En conjun­to, las características de perso­nalidad y las actitudes resisten­tes podrían dar cuenta de un estudiante con suficientes re­cursos psicológicos para hacer frente a las demandas de su entorno académico, lo cual traería como consecuencia la vinculación con sus estudios y una evaluación satisfactoria de su vida. Aunque nuestros re­sultados todavía no pueden corroborar esta idea, ya que no se han establecido relacio­nes longitunidales, existen in­vestigaciones recientes que han demostrado la relevancia de las variables de personali­dad (p.e. responsabilidad y apertura a la experiencia) y recursos psicológicos (p.e. au­toeficacia y autoestima) en la predicción del engagement y el rendimiento académico (Bresó y Salanova, 2009; Ouweneel et al., 2011; Bakker et al., 2015).

La posibilidad de utilizar la EPR adaptada a estudiantes universitarios en contextos aca­démicos diferentes (p.e. estu­diantes secudarios), debe ser valorada a la luz de nuevos estudios y conocer su relación con el desempeño académico y la calidad del aprendizaje. A pesar de que nuestra adapta­ción no utiliza expresiones que aluden exclusivamente a estu­diantes universitarios y sus items no presentan mayores dificultades de comprensión, es necesario examinar sus propie­dades en el contexto específico en el que se desee utilizar.

No obstante, los resultados obtenidos indican que la EPR, adaptada al contexto universi­tario chileno, es una medida fiable y válida para el estudio de la personalidad resistente. Es necesario ampliar los indi­cadores de validez, utilizando criterios de validez temporal (p.e. transcurridos al menos dos meses entre una medición y otra), convergencia con medi­das alternativas (p.e. utilizando alguna versión traducida del personal survey), reportes ex­ternos (p.e. profesores o com­pañeros de nivel) y análisis factorial multigrupo (p.e. con estudiantes técnicos y secunda­rios) que ayuden a complemen­tar los indicadores presentados. Adicionalmente, resulta necesa­rio en futuros estudios, ampliar la muestra a otras instituciones de educación superior, asi como también a otras carreras no consideradas en el presente estudio

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Notas