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Introducción

El estudio de la autoestima es esencial en la investigación en tanto ha sido relacionada con diversas áreas de interés; por ejemplo se ha señalado que está asociada con una buena salud mental (Keane & Loades, 2017), con la mejoría en la salud de pacientes con enfermedades crónicas (Robinson, et al., 2019), e incluso puede contribuir al alcance de mayores ingresos económicos al aumentar el esfuerzo y la productividad de las personas (Drago, 2011; Waddell, 2006).La autoestima es un constructo que implica sentimientos de estima propia, con una autoevaluación basada en aspectos positivos y negativos de uno mismo (Baumeister et al., 1998; Rosenberg, 1965). Individuos con alta autoestima se respetan a sí mismos, reconocen sus propias limitaciones y tienen expectativas de mejora y crecimiento personal (Rosenberg et al., 1995).Varias investigaciones señalan la trascendencia de la autoestima en el bienestar general, se ha señalado que las personas con alta autoestima tienen más probabilidades de estar felices y manifestar bienestar psicológico (Brajsa-Zganec et al., 2017; Oh et al., 2017). Una alta autoestima tiene un efecto positivo en las relaciones de tipo romántico al influir en la felicidad de la pareja (Erol & Orth, 2016). Además, puede ser considerada como un factor protector frente a trastornos mentales como la ansiedad, depresión, y una amplia gama de síntomas como falta de motivación, intentos de suicidio, etc. (Keane & Loades, 2017; Palacios et al., 2018; Pereira et al., 2018).

Por otro lado, algunos investigadores indican que la baja autoestima es un predictor de depresión y ansiedad (Sowislo & Orth, 2012). Además, la baja autoestima en la adolescencia es un predictor de comportamiento delictivo, mala salud física y mental y malas prospectivas económicas en la vida adulta (Trzesniewski et al., 2006).

Más allá de la relación que se pueda establecer entre las variables clínicas mencionadas y la autoestima, se ha considerado que el trabajo terapéutico en base de la autoestima genera excelentes resultados en diferentes grupos poblacionales. Así, por ejemplo, se ha trabajado en la promoción de la autoestima para tratar sintomatología depresiva (Hilbert, et al., 2019), en mujeres con anorexia nerviosa (Adamson et al., 2019) así como en menores en situación de riesgo social (González & Gimeno, 2013). Estas investigaciones dan muestra de la fuerte necesidad de diagnosticar a temprana edad el nivel de autoestima y además de promover la autoestima como parte del desarrollo y bienestar integral de las personas.

El instrumento de evaluación más utilizado en el ámbito de promoción de la salud mental y en la práctica clínica es la escala de autoestima de Rosenberg (1965). Aunque la escala estaba inicialmente dirigida a adolescentes, su campo de aplicación se ha diversificado considerablemente, desde niños (Wu et al., 2016) hasta adultos y adultos mayores con o sin enfermedades (Classen et al., 2007; Gana et al., 2005; Magnusson & Nermo, 2018; Wang et al., 2001) y personas con diferentes cuadros psicopatológicos (Ghaderi & Scott, 2001; McCabe et al., 2007). La escala original de Rosenberg (1965) reportó la medida de un solo factor de autoestima medido a través de 10 ítems, 5 redactados de forma positiva y 5 de forma negativa. Sin embargo, existe evidencia que cuestiona la estructura factorial de la escala (Huang & Dong, 2012). Así por ejemplo, investigadores en Colombia, señalaron que se trata de una escala de dos dimensiones: autoconfianza y autodesprecio (Ceballos, et al., 2017; Cogollo et al., 2015). Otros estudios encontraron evidencia de que existen 2 factores que subyacen a los ítems (Carmines & Zeller, 1979; Hensley & Roberts, 1976; Kaplan & Pokorny, 1969; Salgado & Iglesias, 1995).

Estudios diferentes señalan que se podría tratar de una escala unidimensional que cuenta con una estructura bifactorial (McKay et al., 2014), de manera que contienen factores positivos y negativos correlacionados en torno a un único constructo de autoestima. Diferentes autores consideran que estos hallazgos son en realidad resultado de errores en el diseño de investigación o efectos de método, debido, por ejemplo, a la presencia de preguntas formuladas en sentido positivo y en negativo (DiStefano & Motl, 2006), lo que se observa sobretodo en minorías étnicas (Supple et al., 2013), o debido a la falta de habilidad lectora de los sujetos (Oliver et al., 2012), o incluso, debido al procesamiento cognitivo de las personas evaluadas, puesto que las preguntas elaboradas en sentido negativo implicarían un cambio cognitivo imprevisto, ya que requieren mayor procesamiento mental (Wu, 2008). Esto tiene una gran signifiación puesto que implica que, una vez que se superan los efectos de método, la escala tendría una estructura unifactorial, como lo afirman gran cantidad de trabajos (Fleming & Courtney, 1984; Hensley & Roberts, 1976; Marsh, 1991; Shevlin et al., 1995; Tomas & Oliver, 1999). En este sentido, Lima y Souza (2019), en un reciente estudio, señalaron que luego de aplicar la escala a más de 680 personas entre 18 y 70 años, determinaron que la escala posee una estructura unifactorial, toda vez que se controló el efecto de redacción (preguntas redactadas en positivo y negativo). Uno de los estudios más amplios para el análisis de la estructura factorial de la escala de autoestima de Rosenberg fue el planteado por Huang & Dong (2012). Estos autores realizaon un meta-análisis de 23 estudios que daban cuenta de más de 32 mil participantes de 80 muestras independientes. Como resultados señalaron que la solución de un factor es la más recomendable. Otro interesante estudio llevado a cabo en población general y población clinica en Argentina estableció que existe un buen ajuste de los ítems a un modelo unidimensional, donde los items se agrupan en torno a un factor en cada grupo (Góngora & Casullo, 2009). Finalmente, evidencia reciente propuso la evalación de 10 modelos distintos de estructura factorial de la escala de Rosenberg comparando los resultados con una serie de criterios externos estudiados en la literatura sobre autoestima. Los resultados mostraron que no existe evidencia de que el uso de diferentes estructuras internas tenga implicaciones sustanciales, lo que espera disminuir en parte las preocupaciones sobre la integridad de las conclusiones de la literatura de autoestima basada en los puntajes generales de la escala de Rosenberg (Donnellan et al., 2015). Además de la estructura factorial, es importante considerar que para tener una medida detallada de la autoestima equivalente entre diferentes culturas, es necesario contar con una herramienta adecuada y adaptada al contexto en el que se investigue, ajustándose rigurosamente a directrices metodológicas, tal como señala la International Test Commission (2017). Así, se lograría que todos los resultados de estudios interculturales reflejen solo las diferencias o similitudes reales entre los grupos y no el producto de fallas de adaptación del instrumento (Eremenco et al., 2005). Por esta razón, durante las últimas décadas, la adaptación y validación de los instrumentos psicológicos sigue siendo de gran interés para los investigadores en el ámbito de la salud mental, aunque también resalta la preocupación por la calidad y la idoneidad de dichas adaptaciones (Borsa et al., 2012; International Test Commission, 2017). Por lo tanto, se propone el presente estudio con el propósito de evaluar las propiedades psicométricas de la Escala de Autoestima de Rosenberg (1965) en el contexto ecuatoriano, que incluya la evaluación confirmatoria de la estructura factorial, su validez de criterio, la evaluación de la invarianza entre las categorías de sexo y su consistencia interna.

Método

Participantes

La muestra está conformada por un total de 536 sujetos todos de nacionalidad ecuatoriana mayores de 18 años, con una edad promedio de 21.8 (DE=4.7). Se trata de un muestreo no probabilístico por disponibilidad, las características fundamentales de la muestra se recogen en la Tabla 1.

Para garantizar un tamaño muestral suficientemente grande que permitiera efectuar los análisis estadísticos pertinentes a los objetivos planteados, así como generalizar hasta cierto punto las conclusiones obtenidas, se consideró contar con, al menos, 10 encuestados por cada ítem (Muñiz, 2005).

Instrumentos

Escala de Autoestima de Rosenberg (EAR): La escala original fue publicada por Rosenberg (1965) que incluye10 ítems, cinco redactados en sentido positivo y otros cinco en sentido negativo.

Se tomó en consideración la versión en español realizada por Atienza, Moreno y Balaguer (2000), esta versión al igual que la escala original consta de 10 ítems que se puntúan en escala tipo Likert del 1 al 4, además posee adecuadas propiedades psicométricas. Se decidió utilizar esta versión luego de la consulta a un panel de expertos quienes luego del respectivo análisis sugirieron utilizar esta traducción porque era la que mejor se ajustaba semánticamente a la cultura ecuatoriana.

Con esta versión se efectuó una prueba piloto y se evaluó la fiabilidad, validez y sensibilidad cultural. Además, se solicitó a cada participante información acerca de las dificultades que encontraban en responder a cada una de las preguntas. Este procedimiento se realizó considerando que la adaptación cultural es necesaria no sólo cuando se utilice el cuestionario en un idioma distinto, sino también en este caso por la diversidad cultural del español (Sousa & Rojjanasrirat, 2011).

Otras escalas fueron consideradas para valorar a validez convergente, tales como:

Escala de Calidad de Vida: Se trata de la versión española del WHOQOL-BREF (WHOQOL Group, 1996). La escala está formada por dos preguntas, una de ellas acerca de la calidad de vida global y la otra sobre la satisfacción con el estado de salud. Las 24 preguntas restantes corresponden a los cuatro dominios específicos: Físico, Psicológico, Social y Ambiente. Cada pregunta del WHOQOL-BREF posee una escala tipo Likert del uno a cinco (de “muy insatisfecho” a “muy satisfecho”; de “nada” a “completamente” y de “nada” a “extremadamente”). Se usó esta escala porque algunos Ítems de la dimensión de dominio Psicológico evalúan la autoestima.

Escala de apoyo social: Es la escala DUKE-UNC, originalmente propuesta por Broadhead, Gehlbach, de Gruy y Kaplan (1988). Evalúa el Apoyo Social Confidencial, que es la posibilidad de contar con personas para comunicarse, y el Apoyo Social Afectivo, que son las demostraciones de amor, cariño y empatía. La escala de respuestas es tipo Likert con puntuaciones del 1 al 5. Para este estudio se usó la versión en español de Bellón, Delgado, Luna y Lardelli (1996).

Escala de Compromiso con la vida (LET): Se trata de una escala de 6 ítems diseñado para medir compromiso vital, entendido como el grado que la personas se compromete en actividades valiosas para sí mismos. Se responde en una escala Likert de 1 a 4. Fue propuesto originalmente por Scheier, et al. (2006), y para este estudio se usará la versión en español de Lima-Castro, Vázquez y Blanco (2017).

Procedimiento

Para la aplicación de las pruebas se solicitó la autorización respectiva a las diferentes instituciones en las que se accedió a la muestra, como la Universidad de Cuenca, Universidad del Azuay, Hospital Vicente Corral Moscoso. Posteriormente se solicitó la firma de una carta de consentimiento informado a los sujetos en la cual se explicaban los fines investigativos de la evaluación y la confidencialidad de los datos obtenidos.

La aplicación se realizó de manera colectiva en salas de espera de consulta externa y salones de clases. Todos los instrumentos fueron autoadministrados. Cada participante los completó en 20 minutos aproximadamente.

El estudio se llevó a cabo en conformidad con la última revisión de la Declaración de Helsinki (AMM, 2017).

Análisis de Datos

Durante el tratamiento de las escalas se realizó una depuración de los valores perdidos, excluyendo aquellos casos en que los participantes dejaron de responder en al menos uno de los ítems de la escala, que concluyó con la eliminación de 14 observaciones de la muestra original.

En análisis de consistencia interna se calculan el coeficiente alfa de Cronbach (α) que se complementa con los coeficientes omega (ω) y omega jerárquico (ω.).

En la fase de evaluación de la bondad del ajuste del modelo se consideran los valores del error cuadrático medio de aproximación (RMSEA); el índice de ajuste comparativo (CFI), el índice Tucker-Lewis (TLI) y la raíz media cuadrática residual estandarizada (SRMR). Para efectos de interpretación se toma como referente los valores sugeridos por Hu y Bentler (1999) en los que el ajuste se considera que se obtiene un ajuste adecuado cuando el valor de RMSEA no excede de .06, CFI y TLI son mayores a .95 y RMSR es inferior a .08.

Para los modelos bifactor de la EAR, es decir, aquellos modelos que incluyen un factor general que afecta a todos los ítems y los modelos con factores que afectan solo a un grupo de ítems (Holzinger & Swineford, 1937) se deben considerar estadísticos adicionales como la ECV (Explained Common Variance), PUC (Percentage of Uncontaminated Correlations), coeficiente H de replicabilidad de constructo, coeficiente omega (ω) y coeficiente omega jerárquico (ω.). En este sentido se esperan valores mayores a .7 para H, ECV y PUC, estos dos últimos para respaldar la estructura esencialmente unidimensional de la EAR y valores mayores a .7 y .3 para omega y omega jerárquico que indican la varianza verdadera del modelo (Raykov & Hancock, 2005; Rodriguez et al., 2016; Smits et al., 2015; Zinbarg et al., 2006)

La evaluación de la invarianza de la EAR se realizó en cuatro pasos: a) invarianza configural; b) invarianza métrica; c) invarianza escalar; y d) invarianza estricta. Valores de ΔCFI < .01 revelan ajuste absoluto y, por lo tanto, equivalencia entre grupos (Putnick & Bornstein, 2016).

Se utilizó el método de mínimos cuadrados ponderados diagonalizados (DWLS) para la estimación debido a su precisión con variables ordinales y no-normales además de indicadores de bondad de ajuste más robustos para el tipo de datos mencionado (Mîndrilă, 2010). El análisis estadístico se realizó en el software R 3.6.0.

Resultados

Prueba Piloto

En la fase de estudio piloto la muestra estuvo constituida por 80 personas, 49% de población masculina (n=39) y 51% de población femenina (n=41) con edades comprendidas entre los 20 y 86 años, con una edad promedio de 43.88 (DE=16.52). Esta muestra fue contactada en Hospital Público Vicente Corral Moscoso en el área de consulta externa, debido a la gran afluencia de personas que acuden a recibir atención y gracias al apoyo de las autoridades del hospital para realizar esta investigación.

La prueba piloto tuvo por finalidad realizar una evaluación preliminar de las características psicométricas de la escala evaluada, considerando fundamentalmente la confiablidad, la validez y la sensibilidad cultural y cada una de las acciones que implican estos conceptos. Cabe resaltar que ningún participante refirió dificultades en la compresión de cada uno de los ítems. El coeficiente alfa de Cronbach fue de .837. Para el cálculo del índice de discriminación se invirtieron los ítems negativos representados por los ítems 2, 5, 8, 9 y 10. Los índices de discriminación, usando la muestra completa, se muestran en la Tabla 2.

Análisis Factorial Confirmatorio

La escala original ha sido sometida a múltiples estudios obteniendo soluciones distintas que se justifican según los contextos. Una evaluación de los modelos ajustados en la literatura fue considerada en este caso. Los modelos considerados se muestran en la Figura 1. El primer modelo (Figura 1a) muestra la estructura unifactorial original, el segundo modelo

(Figura 1b) refleja la estructura de dos factores de primer orden planteada por Carmines y Zeller (1979). La Figura 1c muestra el modelo bifactor (Hyland et al., 2014), el cuarto modelo considerado es un modelo jerárquico (Figura 1d). Finalmente, los modelos 5 y 6 evalúan una solución unifactorial con la inclusión de una variable latente para la corrección de efectos de método asociados a los ítems positivos y negativos (1e y 1f, respectivamente).

En el análisis confirmatorio de la solución unifactorial según el modelo original de Rosenberg (1965) observamos varios hallazgos interesantes; el ítem 8 con referencia al indicador “respeto consigo mismo” presenta una carga factorial baja (.103) en relación con los demás. Este modelo presenta la peor bondad de ajuste ya que el valor de RMSEA supera el valor máximo aceptable (RMSEA=.124). El modelo de un factor que excluye al ítem 8 y el modelo jerárquico también presentan valores de bondad de ajuste insuficiente (RMSEA=.135 y RMSEA=.128, respectivamente) por lo que deben descartarse.

Al evaluar la estructura del modelo bifactor, encontramos la mejor bondad de ajuste entre los modelos considerados (ver Tabla 3). En la evaluación adicional de los modelos bifactor se observa que ECV general y PUC supera el límite mínimo de .7 para los modelos con corrección de efectos de método; el índice H es mayor a .7 en los tres modelos evaluados; respecto a la consistencia interna de la EAR, los valores de los coeficientes omega y omega jerárquico superan los valores mínimos requeridos. Estos resultados proporcionan evidencia de que la EAR tiene una estructura factorial esencialmente unidimensional. El modelo bifactor que incluye una variable latente para la corrección de método en los ítems positivos presenta los mejores valores de bondad de ajuste (ver Tabla 4).

Equivalencia

La invarianza o equivalencia es la propiedad que permite determinar si el instrumento mantiene las propiedades psicométricas entre grupos. Los resultados se presentan en la Tabla 5.

Las restricciones impuestas a los modelos no indican un deterioro significativo (ΔCFI<.01) en ninguno de los pasos, lo que evidencia invarianza de la EAR entre las categorías de sexo.

Validez de criterio concurrente

En la Tabla 6 se muestran las correlaciones entre la escala de EAR y tres escalas relacionadas con Calidad de Vida (WHOQOL), Propósito en la Vida (LET) y Apoyo Social (DUKE-UNC). La validez de criterio concurrente se determinó por las correlaciones significativas y positivas entre la dimensión positiva de la escala de autoestima de Rosenberg con los puntajes de las escalas LET, WHOQOL, y DUKE-UNC. Además, como era esperado, los ítems relacionados con el autodesprecio de la escala de autoestima de Rosenberg evidenciaron correlaciones significativas y negativas con dichas escalas.

Discusión y Conclusión

El presente trabajo expone los resultados de la evaluación psicométrica de la escala de Autoestima de Rosenberg (1965) en el contexto ecuatoriano. Respecto a la consistencia interna, esta investigación ha demostrado que la escala presenta un valor alfa adecuado (α=.837), e incluso mayor a otras investigaciones de otros países en población general. Por ejemplo, en Chile presenta un alfa de .75 (Rojas-Barahona et al., 2009), mientras que en Argentina, se reportó un alfa de .7 (Góngora & Casullo, 2009). También, el estudio comparativo de adaptación y validación de Colombia y España reportó un alfa de .86 y .83 (Gómez-Lugo, et al., 2016).

Además, se comprobó la validez de criterio concurrente con la solución unifactorial. Los resultados indicaron correlaciones moderadas y significativas, lo que va acorde a la teoría expuesta, puesto que la EAR correlaciona adecuadamente con los ítems de autoestima del WHOQOL-BREF. Así también, se evidenció una alta correlación entre la autoestima y el apoyo social percibido por la escala de DUKE-UNC, lo que se corrobora con investigaciones que aseguran que el apoyo social, brindado por los padres por ejemplo, es muy importante para el desarrollo de una buena autoestima en adolescentes (Valsala et al., 2018). Otros estudios apuntan a la fuerte relación que se establece entre el apoyo social junto a la autoestima como mediadores en la felicidad de las personas (Tan et al., 2017) y como factores protectores ante el estrés laboral (Su et al., 2018). Finalmente, al investigar la correlación entre la EAR y la escala LET, se ha señalado que una baja autoestima generaría un impedimento para experimentar el sentido de vida, y por el contrario, altos niveles de autoestima influye de manera positiva en la felicidad, bienestar y en una mayor implicación laboral (Malonda & Barahona, 2018).

La presente investigación incluye la evaluación de una estructura factorial de dos factores de primer orden: autoconfianza, y autodesprecio, según lo reportado en otras investigaciones (Alessandri et al., 2015; Carmines & Zeller, 1979; Chao et al., 2017; Donnellan et al., 2015; Michaelides et al., 2016; Rojas-Barahona et al., 2009). Sin embargo, a pesar de que se presenta buena bondad de ajuste, los resultados de los modelos bifactor y de los modelos que incluyen una corrección de efectos de método son ligeramente superiores a las de otros estudios que encontraron evidencia de la estructura unifactorial original de la escala de Rosenberg en la que los ítems se configuraron en un sólo factor denominado autoestima global (Tomas & Oliver, 1999). Esto fue respaldado por los valores obtenidos de ECV, índice H, PUC, omega y omega jerárquico.

En definitiva, la escala de autoestima de Rosenberg, es la medida de autoestima global más utilizada en la literatura, aunque aún persisten los desacuerdos sobre su estructura factorial interna (Donnellan et al., 2015).

Por otro lado, varios estudios señalan dificultades con el ítem 8 “respeto por sí mismo” (Ventura-León et al., 2018; Chao et al., 2017). En esta invesigación, este ítem presenta una carga baja en la solución bifactorial, además de presentar valores mediocres en los índices de dificultad y de discriminación. Por lo tanto, se sugiere utilizar una proposición más declarativa con menos adjetivación. Analizando el contenido del ítem, se observa que refleja una carga significativamente sesgada, representada por la frase “mí mismo”, por lo que luego de consultar a expertos, familiarizados tanto con los términos y el constructo teórico del instrumento, y poseedores de conocimientos sobre las expresiones relacionadas con esos términos dentro del contexto ecuatoriano, se recomienda su cambio de redacción en la siguiente forma: “Me gustaría ser más respetuoso conmigo mismo”, verificándose con este procedimiento, la equivalencia conceptual e idiomática de este ítem modificado, con el ítem de la escala original.

En cuanto a la invarianza de la escala, encontramos a medida que se incluyen restricciones, los cambios en el CFI son pequeños (ΔCFI<0.01), lo cual revela invarianza configural, métrica, escalar y de medias latentes.

Finalmente, los resultados nos permiten concluir que la aplicación de la Escala de Autoestima de Rosenberg en el contexto ecuatoriano ofrece medidas fiables y estructuralmente válidas. Por lo anterior, recomendamos este instrumento como adecuado para su uso en nuestro medio. Para efectos prácticos, se recomienda considerar un puntaje global de la EAR. En otras palabras, utilizar una estructura unifactorial.

En el futuro, otras investigaciones podrían extender el análisis de confiabilidad incluyendo pruebas test-retest u otras medidas de confiabilidad con datos obtenidos mediante muestreo aleatorio. Así mismo, se podría extender el análisis de equivalencia entre otros grupos demográficos (por ejemplo, por estratos sociales).

Referencias

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