Introducción

Las habilidades sociales (HS), entendidas como aquel conjunto de comportamientos necesarios para una adecuada interacción con otros, han demostrado ser de gran relevancia en el proceso de desarrollo social y personal (Bravo & Herrera, 2011). Las relaciones interpersonales son nuestra principal fuente de bienestar, pero pueden también convertirse en la mayor causa de malestar (Roca, 2005), lo cual es especialmente cierto en el marco de las instituciones educativas (Bravo & Herrera, 2011; Ramírez & Justicia, 2006).

Numerosa evidencia muestra la existencia de una relación positiva entre habilidades sociales y logros escolares (Bravo & Herrera, 2011). La falta de estas habilidades por su parte, se relaciona con diversas dificultades, como baja aceptación y aislamiento, problemas emocionales y escolares, desajustes psicológicos, entre otros (Bravo & Herrera, 2011; Elliot & Gresham, 1991; Hunder, 1995; Pelechano, 1996).

Respecto a la permanencia en el sistema educativo, las relaciones conflictivas con compañeros y profesores se encuentran entre las principales causas de la deserción escolar (UNESCO, 2012), y en el contexto de la educación superior, las HS influirían positivamente en el apoyo social percibido por los estudiantes y actuarían como un moderador frente al estrés, aumentando la capacidad de soportar las presiones académicas (Cohen, Sherrod, & Clark, 1986; Riggio, Watring, & Throckmorton, 1993; Villar, Caparrós, Romero, & Camps, 2009).

El apoyo social percibido por los estudiantes incidiría en la retención universitaria (Robbins et al., 2004; Robbins, et al., 2006), lo que sería aún más importante en estudiantes de contextos socioeconómicos vulnerables, especialmente cuando son los primeros de su familia en ingresar a la educación superior, ya que muchas veces no cuentan con referentes de la vida universitaria (Canales & De los Ríos, 2009).

Así, las HS tendrían un rol clave para la integración social en el contexto educativo y por consiguiente, en la permanencia de los estudiantes. De este modo, evaluar las HS de forma temprana, podría contribuir a prevenir la deserción escolar y preparar a los estudiantes para afrontar de mejor modo los desafíos de la transición a la educación superior.

Las HS han sido objeto de gran interés para distintas áreas de la psicología, tales como la psicología social, clínica y educativa (Eceiza, Arrieta, & Goñi, 2008), pero a pesar del interés que despierta este constructo, ha resultado complejo definirlo y delimitar una taxonomía clara de lo que representan las HS (Caldarella & Merrell, 1997; Lacunza & Contini de González, 2011). Los principales problemas para llegar a un acuerdo en la definición del constructo han sido tres: la diversidad de términos con que se ha llamado al mismo concepto (conducta asertiva, asertividad, competencias sociales, entre otros); la dependencia de las HS del contexto en el que se manifiestan; y la diferencia entre las aproximaciones con énfasis en la conducta y las aproximaciones con énfasis en las consecuencias de la conducta (Betina Lacunza & Contini de González, 2011; Cohen Imach, Esterkind de Chein, Betina Lacunza, Caballero, & Martinenghi, 2010).

En cuanto a la estructura del constructo, ha habido aún más discordancia, proponiéndose una amplia diversidad de dimensiones. Caballo (1983) hace una revisión del concepto de asertividad, encontrando ocho taxonomías distintas planteadas entre 1973 y 1981, entre las cuales se proponen desde dos hasta ocho dimensiones. En la misma línea, Caldarella y Merrell (1997) hacen una revisión de 21 estudios en que se utilizan técnicas multivariadas para definir una taxonomía de HS en niños y adolescentes, encontrando que las estructuras propuestas van desde uno a cinco factores.

Sin embargo, a pesar de estas grandes divergencias, existe consenso al menos en dos puntos. El primero apunta a que este constructo, en un sentido general, se refiere a los tipos de conductas requeridas en las interacciones con otras personas, que permiten a un sujeto desenvolverse de un modo adecuado a la situación y, generalmente, posibilitan la resolución de problemas (Caballo, 2005). Un segundo consenso apunta a la especificidad situacional de las HS, ya que las habilidades necesarias para desenvolverse adecuadamente en un contexto no son las mismas que las que se requieren en otra situación (Eceiza et al., 2008; Caballo 1983; Caldarella & Merrell, 1997). De este modo, se podría afirmar que las HS permiten desenvolverse y lograr objetivos interpersonales adecuándose a los requerimientos específicos de cada contexto social.

En este escenario de poca claridad acerca del constructo y gran interés sobre el mismo, se han desarrollado numerosos instrumentos de medición a lo largo de los años, tan diversos como los modelos teóricos a la base, para medir asertividad, dificultades sociales, ansiedad social, competencia social, entre otros constructos similares (Eceiza et al., 2008).

Entre los instrumentos más usados para medir habilidades sociales, dirigidos a población adolescente, se puede encontrar el Teenage Inventory of Social Skills ([TISS] Inderbitzen & Foster, 1992; Inglés, Hidalgo, Méndez, & Inderbitzen, 2003), la Escala Matson Evaluation of Social Skills with Youngsters ([MESSY] Matson, Rotatori, & Helsel, 1983), la Escala Multidimensional de Expresión Social ([EMES-M] Caballo, 1993), el Cuestionario de Dificultades Interpersonales ([DCI] Eceiza et al., 2008), el Inventario de Habilidades Sociales ([IHS] Del-Prette et al., 1998; Olaz, Medrano, Greco, & Del-Prette, 2009), la Escala de Habilidades Sociales ([EHS]; Gismero, 2000; Miranda-Zapata et al, 2014), el Cuestionario de Evaluación de Dificultades Interpersonales en la Adolescencia ([CEDIA] Inglés, Méndez, & Hidalgo, 2000), entre otros.

En concordancia con lo planteado por Eceiza et al. (2008), todos estos instrumentos evalúan las HS en términos globales, considerando los distintos contextos en el que ocurren las relaciones interpersonales (interacción con familia, pareja, entre otros), e incluyen escasos indicadores que puedan ser especialmente pertinentes para el contexto académico.

Por ello, el presente trabajo tuvo como objetivo construir un cuestionario para medir las habilidades sociales más requeridas en el contexto académico, dirigido a estudiantes secundarios chilenos. Se optó por crear y evaluar el funcionamiento del cuestionario con estudiantes provenientes de establecimientos educativos con mayor vulnerabilidad socioeconómica, ya que estos estos estudiantes suelen tener mayor temor en las relaciones sociales, timidez y sentimientos de aislamiento social (Coronel, Levin, & Mejail, 2011).

Se decidió desarrollar el instrumento en formato online, pues resulta más atractivo para los estudiantes, se evitan errores de digitación y permite la generación de informes de devolución automatizados, facilitando la interpretación de los resultados.

Para la creación del nuevo cuestionario se tomó como punto de partida la estructura e ítems del IHS (Del-Prette et al., 1998). El IHS está compuesto de 38 afirmaciones tipo Likert, y si bien los autores no proponen una definición particular para las HS, las definen en base a una estructura que contempla cinco dimensiones:

1. Enfrentamiento del riesgo o asertividad: hace referencia a situaciones con riesgo potencial de una reacción indeseada por parte del interlocutor, en las que se requiere la afirmación de derechos y autoestima.

2. Expresión de afecto positivo: refiere a la expresión de afecto en situaciones con riesgo mínimo de una reacción indeseada.

3. Conversación y desenvoltura social: retratan situaciones sociales neutras que requieren manejo de las normas sociales cotidianas.

4. Auto-exposición a desconocidos o a situaciones nuevas: refiere al acercamiento e interacción con personas desconocidas.

5. Autocontrol de la agresividad en situaciones aversivas: refiere a situaciones en que es necesario controlar la rabia ante reacciones aversivas de parte del interlocutor.

El IHS ha demostrado adecuada fiabilidad en estudiantes universitarios tanto en Brasil (Alfa de Cronbach global=.75, con valores entre .74 y .96 por dimensión) (Del Prette & Del Prette, 2013) como Argentina (Alfa de Cronbach global=.79, con valores entre .52 y .70 por dimensión) (Olaz et al., 2009), y presenta adecuadas evidencias de validez concurrente y estabilidad temporal en población brasileña (Bandeira, Costa, Del Prette, Del Prette, & Gerk-Carneiro, 2000).

Se decidió trabajar en base a este cuestionario, ya que, a diferencia de otros instrumentos disponibles, su estructura factorial está conformada en función de las demandas que el sujeto debe enfrentar (e.g. expresar afectos, manejar la rabia), mientras que los distintos contextos en los que ocurre la interacción se distribuyen equitativamente entre dimensiones. Esto permite modificar el contexto de los ítems, adecuándolos a ámbitos relevantes para el contexto académico, sin modificar la estructura del instrumento. Lo mismo no ocurre con otros instrumentos que tienden a incluir dimensiones completas que se refieren a un solo contexto de interacción (e.g. como consumidor) y, por tanto, modificar el contexto de los ítems necesariamente implica modificar la estructura.

Se realizaron dos estudios consecutivos. En el primero se construyó el nuevo cuestionario usando como base la estructura e ítems del IHS y se evaluó su validez basada en contenido, estructura y criterio externo. Debido a que los resultados no fueron completamente satisfactorios, se llevó a cabo un segundo estudio en el que se puso a prueba la estabilidad de la nueva estructura y se estimó la fiabilidad de instrumento final.

Estudio 1

Método

Instrumentos

Cuestionario de habilidades sociales (CHS-A). Para la construcción del nuevo cuestionario se utilizaron como base los ítems del IHS, pero modificando el contenido para hacer referencia únicamente a situaciones que puedan ocurrir en el contexto académico o contextos inespecíficos. Esto implicó modificar ítems que hicieran referencia a, por ejemplo, interacciones con familia o como consumidor, pero manteniendo el tipo de demanda requerida en cada ítem. De esta forma, el nuevo instrumento se creó manteniendo la misma estructura planteada por Del Prette y Del Prette (1998).

Aunque existe una adaptación argentina del IHS, se decidió trabajar en base a la versión original en portugués para respetar el contenido y la estructura original. Los ítems fueron traducidos al castellano por uno de los miembros del equipo de investigación con manejo de ambos idiomas. Una vez traducidos fueron adaptados al contexto cultural y etario de la población objetivo por el equipo de investigación, que incluyó expertos en psicometría y en el constructo. Se seleccionaron los ítems pertinentes al ámbito académico, se modificaron o eliminaron los que no resultaran adecuados para ese contexto y se construyeron nuevos reactivos para reemplazar los eliminados. Así se obtuvo una primera versión del instrumento conformada por 35 ítems, manteniendo las cinco dimensiones originales.

Para aportar evidencias de validez basadas en el contenido de la prueba se recurrió al juicio de expertos. Se contó con cuatro jueces, expertos en la población objetivo, en el constructo y/o en psicometría. Se les presentó una pauta para evaluar tres elementos: (1) adecuación de las dimensiones para dar cuenta del constructo a medir, (2) pertinencia de las instrucciones y formato de respuesta para la población objetivo, y (3) pertinencia de los ítems para medir cada una de las dimensiones y su adecuación a la población objetivo.

Como resultado de este proceso se simplificó y adecuó la redacción de 13 ítems, se eliminó un ítem de la dimensión Expresión de afecto positivo y se construyeron cuatro nuevos ítems: dos para la dimensión de Autocontrol de la agresividad en situaciones aversivas y dos para la dimensión de Expresión de afecto positivo. Se decidió dejar todas las dimensiones con un mínimo de seis ítems, resultando un total de 38 reactivos. Paralelamente, se desarrolló la plataforma web que soporta el instrumento, usando el software LimeSurvey[1], que abastece automáticamente la base de datos con las respuestas y permite la generación automática de informes de resultados.

Se realizó una prueba piloto cualitativa con una muestra de cinco estudiantes con edades entre 17 y 19 años. El objetivo fue evaluar la claridad de las instrucciones y de los ítems, así como el funcionamiento de la plataforma online. Los estudiantes respondieron el instrumento y luego participaron de una entrevista grupal. No fue necesario realizar ningún cambio al instrumento tras esta etapa, ya que a los participantes les pareció comprensible y fácil de responder.

Una vez definida la primera versión del cuestionario se llevó a cabo una aplicación a gran escala con el fin de obtener sus propiedades psicométricas. Se aplicó la versión de 38 ítems del CHS-A, cuya construcción se ha descrito en los párrafos anteriores. Ante cada ítem el estudiante debía señalar la frecuencia con que actúa de la forma descrita, escogiendo entre cinco categorías de respuesta (Nunca, Casi nunca, A veces, Casi siempre y Siempre) puntuadas de 1 a 5 en el caso de 23 ítems que están redactados de forma directa (i.e. mayor frecuencia indica mayor nivel de la variable) y puntuadas de forma inversa en el caso de 15 ítems formulados de modo que mayor frecuencia refleja menor nivel de la variable.

Escala de Detección de la Ansiedad Social (EDAS). Además del CHS-A, se aplicó la EDAS con el fin de aportar evidencias de validez convergente del nuevo instrumento. Esta escala está formada por tres subescalas (evitación, ansiedad e interferencia) y 26 ítems. Los dos primeros son dicotómicos (Sí/No) y no son considerados en la puntuación total. Los 24 restantes son tipo Likert, con cinco alternativas de respuesta y describen situaciones sociales difíciles para personas con ansiedad social. Se seleccionó la EDAS como instrumento para analizar la validez convergente del CHS-A debido a que al momento de la aplicación era uno de los pocos instrumentos para evaluar variables relacionadas con HS que contaban con evidencia de adecuadas propiedades psicométricas en población adolescente chilena (Piqueras et al, 2012, Vera-Villarroel et al., 2007;). La EDAS ha presentado adecuadas propiedades psicométricas, con alfas de Cronbach de .80, .84 y .86 para las subescalas de evitación, ansiedad e interferencia respectivamente y adecuados indicadores de ajuste de la estructura unifactorial de cada subescala, con un índice de ajuste GFI mayor a .99 y una media de los residuales menor a -.0002 (Vera-Villarroel et al., 2007).

Participantes

La población objetivo fueron estudiantes de enseñanza secundaria de colegios públicos, de dos regiones chilenas. Los colegios fueron seleccionados a través de un muestreo probabilístico por conglomerados polietápico, donde la primera selección correspondió al establecimiento y la segunda al curso. Se invitó a participar a todos los estudiantes de los cursos seleccionados, resultando en un promedio de participación de 41.64 estudiantes por colegio (DT=46.65). Así, la muestra quedó conformada por 583 estudiantes entre 13 y 19 años (.=15.78 años, DT=1.15) de 14 colegios. El 51.8% fueron mujeres y 48.2% hombres.

No todos los participantes respondieron la EDAS, ya que este estudio se enmarcó en un proyecto de investigación más amplio que incluía otros instrumentos de medición. Con el fin de evitar el agotamiento de los estudiantes, se seleccionó de forma aleatoria una submuestra de 304 estudiantes, a quienes se aplicó el EDAS.

Procedimiento

Se solicitó autorización a las autoridades de cada colegio seleccionado, para aplicar el cuestionario en horario de clases. Una vez obtenida dicha autorización, se envió a los apoderados un formulario de consentimiento informado que explicitaba los objetivos e implicancias de la investigación. A los estudiantes que contaban con el consentimiento de sus apoderados, se les solicitó además su asentimiento.

La aplicación se realizó en forma colectiva en la sala de informática del colegio o en una sala de clases, con computadores portátiles. Las instrucciones fueron entregadas por un investigador, quien además respondió las consultas de los estudiantes y tomó nota de ellas. No se identificaron problemas de comprensión de los ítems o las instrucciones.

Análisis de Datos

Análisis clásico de ítems

Para evaluar la distribución de las respuestas de los sujetos ante cada reactivo, se calculó la media, desviación típica, asimetría y curtosis de cada ítem. Además, para cada dimensión, se evaluó la discriminación de los ítems a través de correlaciones ítem-test poliseriales corregidas. Para estos análisis se utilizaron los software IBM-SPSS-22 y Mplus 7.4.

Evidencias de validez basadas en estructura interna

Utilizando el programa Mplus-7.4 se realizaron análisis factoriales exploratorios (AFE) y confirmatorios (AFC) utilizando el método de mínimos cuadrados ponderados robustos (WLSMV). Se trabajó en base a la matriz de correlaciones policóricas, considerando la naturaleza ordinal de las respuestas (Yang-Wallentin, Jöreskog, & Luo, 2010).

Para evaluar la bondad de ajuste global de los modelos se utilizó el índice Chi cuadrado. Sin embargo, debido a la sensibilidad de este estadístico al tamaño muestral, se complementó con una medida del índice Chi cuadrado dividido en los grados de libertad (χ./gl), para el cual valores cercanos o menores a 3 se consideraron adecuados (Martínez, Hernández, & Hernández, 2006). Adicionalmente se analizaron tres de los índices de ajuste más utilizados y con menor dependencia del tamaño muestral según Abad, Olea, Ponsoda y García (2011). Estos son: el índice de bondad de ajuste absoluto RMSEA, considerando adecuados valores menores a .08 (Martínez et al., 2006) y los índices de bondad de ajuste incremental TLI y CFI, en que valores mayores a .9 se consideraron aceptables (Ferrando & Anguiano-Carrasco, 2010). Además, se consideraron adecuados ítems con cargas factoriales (lambda) mayores a .4 (Ferrando & Anguiano-Carrasco, 2010).

Análisis de la consistencia interna

Se estimó a través del estadístico Alfa Ordinal, sugerido para escalas tipo Likert (Elosua & Zumbo, 2008).

Análisis descriptivo

Se calcularon media, cuartiles, desviación típica y coeficiente de asimetría para cada dimensión y para la escala total. Además, se determinó la asociación con la variable sexo.

Evidencias de validez convergente

Para la submuestra que respondió la EDAS, se calculó el coeficiente de correlación Rho de Spearman entre cada una de las dimensiones del CHS-A y el puntaje total de la EDAS.

Resultados

Análisis clásico de ítems

En la Tabla 1 se observa una tendencia hacia la asimetría negativa, acumulándose las mayores frecuencias de respuesta en los valores altos de la escala. Sin embargo, no se observan desviaciones típicas demasiado bajas, lo que indica que incluso los ítems con mayor asimetría tienen variabilidad en las respuestas.

Todos los ítems presentan correlaciones significativas con la puntuación total de la dimensión. Asimismo, la mayor parte de los ítems presentan correlaciones moderadas con su respectiva dimensión, lo que indica que esos ítems logran diferenciar a los sujetos con altos y bajos niveles de habilidad en cada dimensión. Sin embargo, también se observan algunos ítems con una baja capacidad discriminadora entre altas y bajas puntuaciones, y por tanto su funcionamiento fue revisado en subsecuentes análisis.

Evidencias de validez basadas en estructura interna

Considerando el poco acuerdo existente en torno a la estructura del constructo de habilidades sociales, y que se realizaron cambios profundos al instrumento original IHS, resultando un cuestionario muy diferente, se decidió realizar en primer lugar un análisis factorial exploratorio (AFE). Se utilizó el método WLSMV considerando la naturaleza ordinal de las respuestas, y una rotación oblicua para permitir la correlación entre dimensiones. Esto arrojó una solución de cuatro factores con adecuado ajuste (χ2=218.58; χ2/gl=2.19; RMSEA=.045; CFI=.91; TLI=.89). Sin embargo, el cuarto factor incluía solo tres ítems (ninguno con un alto lambda) y al evaluar teóricamente su contenido, este no resultó sustantivo, por lo que se consideró un factor residual y se optó por eliminarlo.

En base a estos resultados, se propuso una nueva estructura de tres factores que se evaluó mediante una serie de AFC en los cuales se fueron eliminando ítems con bajas cargas factoriales (menores a .4) y/o inadecuados teóricamente para medir dichos factores, obteniéndose finalmente un modelo con un adecuado ajuste (χ2=362.79; χ2/gl=3.13; RMSEA=.06; CFI=.91; TLI=.90) y teóricamente coherente. Así, la nueva versión del instrumento se compone por 17 ítems y tres factores, tal como se aprecia en la Figura 1.

En esta nueva estructura, los ítems de la dimensión Auto-exposición a desconocidos o a situaciones nuevas se agrupan con los de Conversación y desenvoltura social, conformado una dimensión que hemos denominado Conversación, mientras que dos de los ítems que se habían propuesto para esta dimensión se agrupan con los de Asertividad (“Puedo hacer disertaciones frente a mis compañeros sin ponerme nervioso” y “Si me interesa un tema de la clase, me acerco a conversar con el profesor”), posiblemente debido a que su contenido describe conductas con un mayor nivel de riesgo para los estudiantes. Los ítems de las dimensiones Expresión de afecto positivo y Autocontrol de la agresividad en situaciones aversivas se agrupan en una sola dimensión, que se ha denominado Autorregulación. En la Tabla 2 se presentan los ítems correspondientes a cada dimensión en la nueva estructura propuesta.

Análisis de la consistencia interna

Se obtuvieron coeficientes de .761, y .757 para las escalas de Asertividad y Conversación, respectivamente, valores que se consideran adecuados para mediciones con fines descriptivos (Prieto & Delgado, 2010). La dimensión de Autorregulación se encuentra en el límite, con un coeficiente de .658, mientras que el cuestionario en su totalidad presenta un alfa ordinal de .947.

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Análisis descriptivo

Se observa una asimetría negativa en las tres dimensiones, aunque especialmente en Autorregulación, tal como muestra la Tabla 3. Esto indica que la mayor parte de los participantes presenta altas puntuaciones en las distintas dimensiones y en la escala total.

Al realizar comparaciones por género, se encuentran diferencias significativas pero pequeñas, entre hombres y mujeres en Asertividad (t(577.3)=-3.745; p<.001; d=-.31; 95% IC[-2.15, -.671]) y Autorregulación (t(581)=2.638; p=.009; d=.22; 95% IC[.175, 1.192]), siendo los hombres quienes obtienen mayores puntuaciones en Asertividad y las mujeres en Autorregulación. En la dimensión Conversación y en la puntuación total del cuestionario, no se observan diferencias significativas (Conversación: t(581)=.91; p=.363; d=.08; 95% IC[-.398, 1.086]; Total: t(581)=-.528; p=.598; d=-.04; 95% IC[-1.807, 1.041]).

Evidencias de validez convergente

Antes de analizar la correlación entre la nueva versión del CHS-A y la EDAS, se evaluaron las propiedades psicométricas de la EDAS. Pese a tratarse de una escala validada en estudios previos, se observó un ajuste óptimo sólo en algunos de los índices que estimamos para cada dimensión (Evitación: χ2=78.400; χ2/gl=3.92; RMSEA=.098; CFI=.976; TLI=.967; Ansiedad: χ2=65.959; χ2/gl=3.30; RMSEA=.087; CFI=.98; TLI=.972; Interferencia: χ2= 87.228; χ2/gl=4.36; RMSEA=.105; CFI=.975; TLI=.965), aunque presentó alfas ordinales adecuados (Evitación=.90; Ansiedad=.90; Interferencia=.91). Dado que no era objetivo de esta investigación modificar el EDAS, sino sólo usarlo como instrumento de validación convergente, decidimos continuar con esa tarea, pues la adecuada fiabilidad de las dimensiones del EDAS nos indica que se puede confiar gruesamente en las puntuaciones sujeto obtenidas con él, pese a que posiblemente se podría intervenir algunos de sus ítems para mejorar la validez de su estructura interna.

Por lo anterior, se estimó la correlación entre el CHS-A y la EDAS, obteniendo correlaciones inversas y significativas para cada una de las dimensiones y para la escala total (Asertividad: r=-.522; p<.001; Conversación: r=-.659; p<.001; Autorregulación: r=-.169; p<.001; Total: r=-.677; p<.001), aportando evidencia de que ambos instrumentos miden constructos relacionados, pero opuestos.

La correlación significativa pero baja entre la EDAS y la dimensión Autorregulación del CHS-A es esperable, ya que la EDAS no incluye expresamente la regulación y expresión de afectos, como si lo hace esta dimensión.

Conclusiones

Se obtuvo un instrumento de 17 ítems con adecuada fiabilidad y que cuenta con evidencias de validez convergente. Aunque la estructura del instrumento sufrió importantes modificaciones y no se mantuvieron las mismas dimensiones, la nueva versión mantuvo hasta cierto punto la coherencia teórica de la propuesta inicial, agrupando ítems y dimensiones teóricamente similares.

Sin embargo, debido a que la estructura final fue definida mediante AFE y AFC realizados con la misma muestra, se decidió realizar un segundo estudio con una muestra distinta, más heterogénea, pero del mismo universo de estudiantes secundarios, con el objetivo de evaluar la estabilidad de la nueva estructura propuesta para el CHS-A.

Estudio 2

Método

Instrumentos

Se aplicó el CHS-A en su versión de 17 ítems y tres dimensiones, desarrollada en el primer estudio.

Participantes

Se utilizó un muestreo no probabilístico por conveniencia, ya que los participantes fueron los estudiantes del Programa de Acompañamiento y Acceso Efectivo a la Educación Superior (PACE), del Ministerio de Educación de Chile. La muestra estuvo compuesta por 3870 estudiantes de 64 colegios de seis regiones del país. Se eliminaron aquellos casos que respondieron en cadena (misma categoría de respuesta a todos los ítems) o de forma inconsistente, quedando un total de 3337 estudiantes entre 16 a 22 años, con una media de 17.7 años (DT=.775). El 54.4% fueron mujeres y 45.6% hombres.

Procedimiento

La aplicación fue coordinada con el programa PACE y los colegios participantes. El procedimiento fue el mismo que en el estudio 1.

Análisis de datos

Se realizaron los mismos análisis que en el estudio 1, excepto la validación convergente. Para evaluar el ajuste de la estructura factorial se utilizó solo AFC, considerando los mismos indicadores de ajuste que los usados previamente.

Resultados

Análisis clásico de ítems

Al igual que en el primer estudio, los ítems mostraron una tendencia hacia las puntuaciones altas, con medias en torno a los tres y cuatro puntos, asimetrías negativas, pero sin desviaciones demasiado bajas (ver Tabla 4). En cuanto a la discriminación, las correlaciones ítem-dimensión corregidas resultaron significativas y moderadas, lo cual indica que los ítems logran discriminar entre sujetos con altos y bajos niveles en cada dimensión.

Análisis de la estructura del instrumento

Se analizó el ajuste a los datos de la estructura tridimensional propuesta, encontrándose índices de ajuste no adecuados (χ2=2429.264; χ2/gl=20.94; RMSEA=.077; CFI=.87; TLI=.85). Se revisaron las cargas factoriales y los índices de modificación entregados por el programa, con lo que se decidió eliminar dos ítems pertenecientes a los factores Conversación y Autorregulación, ya que uno presentó una baja carga factorial (ítem 9), y el otro presentó alta asociación con dos factores a la vez (ítem 1). Con estos cambios, el modelo mostró mejoras en los índices de ajuste (χ2=1194.307; χ2/gl=13.73; RMSEA=.062; CFI=.93; TLI=.91) manteniendo la estructura de tres dimensiones (ver Figura 2). Si bien el índice χ2/gl aún presenta un valor alto, dado que muestras grandes también afectan a este índice (Newsom, 2005) y el resto de índices de ajuste tienen valores adecuados se consideró aceptable esta estructura.

Análisis de la consistencia interna

El coeficiente alfa ordinal resultó adecuado para fines descriptivos, exceptuando la dimensión de Autorregulación, que se encuentra en el límite (Asertividad=.770, Conversación=.712, Autorregulación =.635, Total =.884).

Análisis descriptivo

Se observó una asimetría negativa en las tres dimensiones y en la puntuación total, tal como se muestra en la Tabla 2, manteniéndose la tendencia hacia las altas puntuaciones observada en el primer estudio. También se replicó la asimetría levemente mayor en la dimensión Autorregulación. Al comparar por género, se replican las diferencias significativas y pequeñas del estudio 1 a favor de los hombres en Asertividad (t(3277.3)=-2.451; p=.014; d=.08; 95% IC[-.650, -.072]) y a favor de las mujeres en Autorregulación (t(3326)= 4.227; p<.001; d=.15; 95% IC[.197, .537]). Pero además se encuentran diferencias significativas a favor de las mujeres en Conversación (t(3326)= 3.215; p=.001; d=.11; 95% IC[.128, .160]). En la puntuación total estas diferencias no son significativas (t(3326)=1.572; p=.116; d=.05; 95% IC[-.103, .936]).

Conclusiones

Se obtuvo un instrumento de 17 ítems con adecuada fiabilidad y que cuenta con evidencias de validez convergente. Aunque la estructura del instrumento sufrió importantes modificaciones y no se mantuvieron las mismas dimensiones, la nueva versión mantuvo hasta cierto punto la coherencia teórica de la propuesta inicial, agrupando ítems y dimensiones teóricamente similares.

Sin embargo, debido a que la estructura final fue definida mediante AFE y AFC realizados con la misma muestra, se decidió realizar un segundo estudio con una muestra distinta, más heterogénea, pero del mismo universo de estudiantes secundarios, con el objetivo de evaluar la estabilidad de la nueva estructura propuesta para el CHS-A.

Se confirma una estructura de tres dimensiones para el CHS-A, similar a la propuesta en el estudio 1, pero obteniéndose una versión más breve, que con tan solo 15 ítems presenta adecuadas evidencias de fiabilidad y validez. La fiabilidad de esta nueva versión es ligeramente menor a la obtenida en el estudio 1, posiblemente debido a la disminución de ítems, ya que la longitud de un test influye en su fiabilidad (Martínez et al., 2006). La versión final del instrumento se presenta en el Apéndice 1.

Discusión

El objetivo de este trabajo fue desarrollar un cuestionario de HS para el contexto académico, en formato online, dirigido a estudiantes secundarios chilenos de establecimientos educativos vulnerables. La primera versión del instrumento se construyó con una estructura de cinco dimensiones, en base a lo planteado por Del-Prette et al. (1998). Luego de los dos estudios realizados, esta fue modificada a un modelo más simple, de tres factores y 15 ítems, obteniéndose un instrumento con adecuadas propiedades psicométricas y breve tiempo de aplicación.

Pese a que existen instrumentos disponibles en Iberoamérica para medir HS (Caballo, 1993; Eceiza et al., 2008; Ipiña et al., 2011; Miranda-Zapata et al., 2014), este es el primer instrumento construido especialmente para estudiantes secundarios y orientado a las HS necesarias en la vida académica, que además cuenta con evidencias de validez basadas en su contenido, estructura y relación con un criterio externo.

El CHS-A puede constituir una herramienta para favorecer el logro académico y la permanencia en el sistema educativo, ya que permite realizar una descripción rápida de las habilidades sociales de los estudiantes, y con esto, identificar posibles necesidades de intervención.

El formato online también resulta un aporte relevante, pues facilita la automatización de los procesos de digitación, análisis e interpretación de los resultados, permitiendo la generación de informes automáticos personalizados para los estudiantes.

En términos teóricos, una de las principales modificaciones realizadas al modelo inicial fue la eliminación del factor Auto-exposición a desconocidos o a situaciones nuevas, que luego de los análisis realizados se fusionó con ítems del factor Conversación y desenvoltura social. Se le dio a esta nueva dimensión el nombre de Conversación, ya que los datos sugieren que la exposición a desconocidos o a situaciones nuevas pareciera ser más bien un contexto en el que se pueden expresar ciertas habilidades, como la capacidad de entablar conversaciones, en lugar de ser una habilidad en sí misma.

Por otro lado, dos ítems diseñados inicialmente para la dimensión Conversación se agruparon con los de Asertividad, sugiriendo que para los estudiantes las situaciones descritas suponen un riesgo mayor de respuesta negativa (hablar con un profesor y hacer disertaciones frente a compañeros).

Otra modificación importante a la estructura factorial fue la fusión, en un solo factor, de las dos dimensiones afectivas del cuestionario, Expresión de afecto positivo y Autocontrol de la agresividad en situaciones aversivas, al que denominamos Autorregulación. Estos resultados sugieren que los estudiantes que regulan adecuadamente sus emociones serían capaces tanto de controlar su agresividad como de expresar afecto hacia otros.

Las dimensiones de la versión final del CHS-A son las siguientes:

1. Asertividad: habilidad para expresar opiniones, defender derechos, pedir algo o expresar desacuerdo, en forma respetuosa y no agresiva, en situaciones donde es posible obtener una respuesta negativa.

2. Conversación: habilidad para iniciar y mantener conversaciones tanto con conocidos como con desconocidos y relacionarse adecuadamente con otros en situaciones cotidianas.

3. Autorregulación: habilidad para controlar las propias emociones y expresarlas adecuadamente. Implica tanto controlar las sensaciones desagradables para no reaccionar de forma agresiva, como expresar cariño y apoyo a otros cuando lo necesitan.

Esta estructura de tres factores tiene cierta similaridad con distintas conceptualizaciones del constructo de HS (Del-Prette et al., 1998; García, Cabanillas, Morán & Olaz, 2014; Olaz et al., 2009). Sin embargo, la principal diferencia con otras estructuras está en el menor número de factores del CHS-A, ya que agrupa habilidades que tradicionalmente se han considerado independientes. Tal es el caso de Asertividad, por ejemplo, que agruparía habilidades de expresión de opiniones y hablar en público, presentes de forma separada en la EMES-M (Caballo, 1993). Una segunda diferencia con otras estructuras es que al acotarse el contexto, las dimensiones resultantes no se conforman en función de éste, excluyendo factores tales como “Interacción con familiares” o “Expresión de cariño hacia los padres”, presentes en otros instrumentos.

La estructura del CHS-A es muy similar a la propuesta por Lazarus (1973), quien plantea que existirían cuatro habilidades sociales: la habilidad de decir “no”, la de hacer solicitudes, la de expresar sentimientos positivos y la de conversación. En el caso del CHS-A las dos primeras se agruparían en el factor de Asertividad, mientras que la tercera incluye además la regulación de afectos negativos.

Dado que aún no existe acuerdo respecto al número ni al carácter de los factores que componen el constructo, y que una dificultad importante es la falta de parsimonia al sugerirse un número excesivo de factores (Caballo, 2000, citado en Olaz et al., 2009), el presente trabajo puede constituir un aporte a la discusión sobre la dimensionalidad de las HS.

En cuanto a las diferencias por sexo en las dimensiones Asertividad y Autorregulación, presentes en ambos estudios, estas concuerdan con resultados de otras investigaciones, que indican diferencias a favor de los varones en asertividad y expresión de sentimientos negativos, así como una mayor habilidad de las mujeres para expresar sentimientos positivos y reconocer errores (Caballo et al., 2014; García et al., 2014; Olaz et al., 2009), lo cual estaría asociado a estereotipos que marcan las pautas y roles de género aceptados por cada sociedad. Sin embargo, para hacer comparaciones entre grupos no basta considerar solo la significancia estadística, sino que debe tenerse en cuenta también la magnitud de las diferencias (Cohen, 1994), y en este caso, éstas son bastante pequeñas, por lo que resulta necesario seguir estudiando la relación entre el sexo y las puntuaciones obtenidas en el CHS-A.

Respecto a las limitaciones del instrumento, si bien la fiabilidad resulta adecuada para usos descriptivos, es necesario revisarla para su uso con fines de orientación, ya que para la toma de decisiones a partir de los resultados de un instrumento se recomiendan valores más altos (Martínez et al., 2006; Prieto & Delgado, 2010).

Asimismo, se observa una menor fiabilidad en la última versión, debido probablemente a la disminución de ítems en dos de sus dimensiones. Por ello se sugiere para futuras investigaciones la construcción de nuevos ítems que permitan hacer más robusta la medición, especialmente para la dimensión Autorregulación, que quedó con menos reactivos. Dado que también es la dimensión que presenta una mayor tendencia hacia puntuaciones altas se hace necesario volver a revisarla en próximos estudios, ya que podría estar siendo afectada por la deseabilidad social.

Son también tareas pendientes considerar evidencias de validez predictiva que permitan establecer una asociación entre los resultados en el CHS-A y la integración social de los estudiantes en sistema educativo, así como la evaluación del funcionamiento del instrumento en formato de lápiz y papel, para facilitar su uso en zonas con escaso acceso a internet.

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