Adaptación para Buenos Aires de la Escala de Autoeficacia General*

Adaptation to Buenos Aires of the General Self-Efficacy Scale

María Elena Brenlla**, María Aranguren***, María Florencia Rossaro**** y Natalia Vázquez*****

*Trabajo realizado en el marco del PICT 2004 Desigualdad en la estructura de oportunidades y autonomía: Su impacto en el bienestar subjetivo y la toma de decisiones y financiado por el Fondo para la Investigación Científica y Tecnológica (FONCYT).
**Licenciada en Psicología. Profesora de la Facultad de Psicología y Educación e Investigadora Principal del Observatorio de la Deuda Social Argentina en la Pontificia Universidad Católica Argentina. Codirectora del proyecto: Desigualdad en la estructura de oportunidades y autonomía: Su impacto en el bienestar subjetivo y la toma de decisiones. E-Mail: bren@uca.edu.ar
***Licenciada en Psicología. Docente de la Pontificia Universidad Católica Argentina (UCA).
****Licenciada en Ciencias Políticas. Investigadora del Observatorio de la Deuda Social Argentina de la Pontificia Universidad Católica Argentina (UCA).
*****Estudiante de la Licenciatura en Psicología de la Facultad de Psicología y Educación. Pasante afectada a tareas de investigación en el Observatorio de la Deuda Social Argentina, en la Pontificia Universidad Católica Argentina (UCA). Observatorio de la Deuda Social Argentina - Pontificia Universidad Católica Argentina (UCA). Edificio Santa María de los Buenos Aires. Avda. Alicia M. de Justo 1500, (1107) Ciudad Autónoma de Buenos Aires. República Argentina.

Las autoras agradecen la colaboración en la recolección de datos a Melina Barthol, Sabrina Burton, Carlos Garabal, Carolina Infante Geronimi, Paula Maru, Verónica Messina y Lucía Ravignani, alumnas avanzadas de la Carrera de Psicología de la Pontificia Universidad Católica Argentina (UCA).

Resumen

El presente artículo tiene como objetivo principal informar acerca de las características psicométricas y los datos normativos de la Adaptación Argentina de la Escala de Autoeficacia General (EAG) de Jerusalem y Schwarzer (1992) a fin de poder contar con evidencias de validez y fiabilidad que permitan su uso idóneo en tareas de investigación. Incluye 10 ítemes con escalamiento tipo Likert de 4 puntos. La autoeficacia refiere a la percepción de los individuos para manejar adecuadamente una amplia gama de estresores de la vida cotidiana. Se analizaron los datos obtenidos de 292 sujetos, residentes en la Ciudad de Buenos Aires y alrededores (República Argentina). Se llevó a cabo un Análisis de Componentes Principales y se observó que, si bien emergen dos factores que explican el 44% de la variancia, el mayor porcentaje lo explica el primer factor con un 33%. En cuanto a la fiabilidad, los resultados indican una apropiada consistencia interna de los ítemes (α = .76) y, en relación a otras evidencias de validez, se obtuvieron correlaciones significativas con estrategias de afrontamiento al estrés de planeamiento (r= .459; p< .001) y actividad (r= .393; p< .001) y con medidas de locus de control externo (r= -.293; p< .001). Asimismo, se registraron diferencias en cuanto al sexo y la edad. En resumen, los resultados obtenidos indican evidencias de fiabilidad en términos de consistencia interna y de la validez de las puntuaciones obtenidas mediante la administración de la versión local de la EAG a residentes de Buenos Aires.

Palabras clave: Autoeficacia; Validez; Fiabilidad; Adaptación argentina.

Abstract

Self-efficacy is grounded in a larger theoretical framework known as social cognitive theory, which postulates that human achievement depends on interactions between one's behaviors, personal factors and environmental conditions (Bandura, 1986, 1997). Self-efficacy is understood as a construct that includes a stable feature or believing that a person has about his own ability to deal with a wide range of stressor of daily life. Moreover, self-efficacy beliefs work as an important set of proximal determinants of human motivation, affect, and action (Bandura,1989). The perception of self-efficacy has big impact on human adaptation and development.
The General Self-Efficacy Scale was originally developed in Germany by Jerusalem and Schwarzer. At first they constructed a 20-item version and later as a reduced 10-item version (Jerusalem & Schwarzer, 1992; Schwarzer,1993). The GSES is a 10-item, 4-point Likert type scale. It was developed to assess a general sense of perceived self-efficacy in order to predict how people manage coping with daily difficulties and stressful events. The GSES, developed to measure this construct at the broadest level, has been adapted to many languages. The psychometric properties of this instrument areexamined among participants from 25 countries. Cronbach's alphas ranged from .73 to .91 and the findings suggest the global of the underlying construct.
The goal of this article is to report psychometric properties (reliability, validity and normative data) of the Argentinean adaptation of the Jerusalem and Schwarzer General Self-Efficacy Scale (GSES).
In the present study, the scale was applied to a sample of 292 participants of Buenos Aires (Ar gentina). We carried out a Principal Components Analysis. The first Eigen value was clearly higher than the others but the second Eigen value was a slight higher than unity (3.25; 1.16; .98; .86 y .75). One third (33%) of the variance is accounted for by first component, where as a second component would only account for 11% of the variance.
The results show an appropriate internal consistency (.76) and significant correlations with planning (r= .417; p< .001) and activity strategies (r= .357; p< .001) of coping stress and a negative correlation with external locus of control (r = -.274; p< .001).
In order to determine whether there were differences in scores by sex, age and educational level, we used the t Student and ANOVA tests. It was found a significant difference by sex (males: M = 33.6, SD = 3.24, and females: M = 32.6, SD = 3.43; t (287) = 2.814, p< .05), with similar average scores. Also, it was found a significant difference by age range (18 to 25: M = 32.4, SD = 2.9; 26 to 44: M = 32.9, DE = 3.2, and 45 to 65: M = 33.9, SD = 3.6; F (2, 286) = 5.142, p< .05) and education (Elementary school: M = 32.2, SD = 4.5; High School: M = 32.6, SD = 3.4; College Graduates: M = 33.9, SD = 3.0; F (2, 286) = 3.392, p < .035). But post hoc comparisons showed not significant differences between groups. According to this, differences found are not relevant and the perception of self-efficacy is similar for both sexes, age range or education level.
Finally, all the results indicate evidences of reliability and validity of the Argentinean adaptation of the scale and guarantee it's usefulness in future studies.

Key words: Self-efficacy; Validity; Reliability; Argentinean adaptation.

Introducción

El concepto de autoeficacia surge en el marco conceptual de la Teoría Cognitiva Social de Bandura (1986, 2006) y ha sido definida como:

"los juicios de cada individuo sobre sus capacidades, en base a los cuales organizará y ejecutará sus actos que le permitan alcanzar el rendimiento deseado" (Bandura 1987, p. 416).

Las creencias que las personas sostienen acerca de su autoeficacia son el producto de la interacción de cuatro fuentes diferentes: las experiencias anteriores, las vicarias, la persuasión verbal o social y los estados fisiológicos (Bandura, 1977).
De forma análoga, Schunk (1995) apunta que los individuos reúnen y combinan diferentes percepciones para arribar a un juicio acerca de su autoeficacia. En especial, cómo ha sido su capacidad para afrontar diferentes dificultades en experiencias anteriores (en particular, el esfuerzo implicado, la ayuda externa recibida, la cantidad de vivencias de éxito y fracaso), la semejanza con el modelo y la credibilidad que se le asigna a la persona que ejerce la persuasión verbal. Por otro lado, es importante tener en cuenta la intervención de los estados fisiológicos y afectivos como, por ejemplo, la presencia de cansancio y ansiedad, entre otros. Guillén Rojas (2007) señala que tales estados ejercen influencia sobre las cogniciones, ya que el aumento del pulso cardíaco, la sensación de ahogo y la sudoración se perciben asociados a un desempeño pobre, o a una percepción de incompetencia o de posible fracaso.
Cuando se habla de expectativas de autoeficacia, se traza una diferencia entre éstas y las expectativas de resultados que se pueden tener acerca de una acción específica. Las primeras implican la confianza que tiene un individuo en poder llegar a realizar dicha acción, mientras que las últimas hacen referencia a lo que se espera como efecto o producto consecuente a la acción una vez realizada. En tal sentido, el hecho de que una persona crea que un determinado curso de acción produce determinados resultados es independiente de que se crea capaz, o no, de llegar a realizar el conjunto de acciones requerido para arribar a ellos. Las expectativas de autoeficacia determinan tanto la cantidad de esfuerzo que una persona va a realizar, como la cantidad de tiempo en el que podrá sostener las estrategias de afrontamiento para el logro de las metas.
Los antecedentes muestran que una alta eficacia percibida aumenta la consecución de objetivos, reduce el estrés y disminuye la vulnerabilidad a la depresión (Bandura, 1995, 1997). Así, las creencias sobre la propia eficacia contribuyen a un incremento de la motivación, que influye positivamente en lo que las personas piensan, sienten y hacen (Bandura, 1992).
El concepto de autoeficacia ha sido estudiado en diferentes áreas del funcionamiento humano, demostrando su relevancia e influencia en campos diversos como pueden ser la elección vocacional (Carbonero Martín & Merino Tejedor, 2004), el comportamiento saludable y el funcionamiento físico en el ámbito del deporte, la Psicología y la Medicina (Garrido, 1993; Guillén Rojas, 2007; Holden, 1991; Maddux, Brawley & Boykin, 1995), en la gestión de organizaciones en el mundo laboral (Cisneros, Medina Díaz, Munduate Jaca & Dorado Mimbrero, 2000), la consecución de metas académicas en niños y adolescentes (Holden, Moncher, Schinke & Barker, 1990) y en la adaptación humana al medio social (Bandura, 1997).
Tradicionalmente, la autoeficacia es entendida como referida a un dominio o a una tarea determinados (Bandura, 1997, 2001, 2006). De hecho, Bandura (2006) recalca que la medición de autoeficacia debe ser en relación a un dominio específico y que los ítemes deben ser enunciados en términos de la capacidad para realizar algo ("I can") y no con respecto a la voluntad o intencionalidad ("I will").
Sin embargo, algunos investigadores han conjeturado un sentido general de autoeficacia que alude a las percepciones sobre cuán efectiva puede ser la persona al afrontar una variedad de situaciones estresantes (Luszczynska, Gibbons, Piko & Tekozel, 2004; Luszczynska, Scholz & Schwarzer, 2005; Schwarzer & Jerusalem, 1995). En tal sentido, la autoeficacia general puede explicar un amplio rango de la conducta humana y ser especialmente útil cuando la investigación se centra en varias conductas simultáneamente (Luszczynska et al., 2004). Es desde esta última perspectiva en la que se ubica el diseño de la Escala de Autoeficacia General (Jerusalem & Schwarzer, 1992; Schwarzer, 1993), cuyo objetivo es evaluar las creencias estables de competencia personal para manejar con eficacia las diferentes situaciones estresantes a las cuales las personas se ven expuestas a lo largo de su vida. La EAG fue desarrollada en Alemania en 1981, su versión original incluía 20 ítemes y luego de estudios de consistencia, se redujo a una escala de 10 elementos (Schwarzer,1993).
Se han llevado a cabo diversos estudios con muestras de distintas nacionalidades cuyos resultados permiten inferir una consistencia interna considerable (Kumar & Lal, 2006). A su vez, se ha constatado su validez convergente y discriminante. En concordancia con los antecedentes teóricos, se ha observado que la EAG correlaciona positivamente con los constructos de autoestima y optimismo y negativamente, con ansiedad, depresión y síntomas físicos (Schwarzer, 1993; Schwarzer & Born, 1997). Asimismo, se ha constatado que las percepciones de alta autoeficacia, de creencias de control interno y de estrategias de afrontamiento al estrés centradas en la tarea presentan sistemáticamente, correlaciones positivas entre ellas. Lo propio ocurre cuando se combinan una percepción de baja autoeficacia, creencias de control externo y estrategias negativas en el manejo del estrés (Kumar & Lal, 2006; Sanjuán Suárez, Pérez García & Bermúdez Moreno, 2000).
En la actualidad, existen versiones de la EAG en 30 idiomas, abarcando lenguas latinas, semíticas, sajonas y orientales. En estos estudios se han analizado profusamente las propiedades psicométricas de la escala y la conjunción del análisis de datos de 25 países ha servido de base para dar apoyo empírico a la universalidad y unidimensionalidad del constructo.
Existen dos adaptaciones españolas de la EAG: la de Bäßler y Schwarzer (1996) y la de Sanjuán Suárez y colaboradores (2000). La primera, que se caracteriza por presentar un español semejante al utilizado en Argentina (aunque con algunas expresiones idiomáticas propias), fue adaptada y validada con muestras de jóvenes universi-tarios. En la segunda, algunos ítemes están redactados con un estilo que resulta poco familiar para nuestro contexto y los autores optaron por cambiar la escala tipo Likert (1932) original de cuatro puntos a otra de diez. Los autores indicaron haber tomado esta decisión en pos de volverla comparable con los demás instrumentos utilizados para la adaptación.Esta modificación hace que los resulta dos no sean fácilmente comparables en términos transculturales.
En Argentina se han realizado estudios para analizar la autoeficacia referida a dominios específicos (Pérez, 2001; Richaud de Minzi, Barrionuevo de Mussi & Mussi, 2001), pero no se detectaron antecedentes de adaptaciones del instrumento diseñado por Jerusalem y Schwarzer (1992) en población adulta. Por lo tanto, se ha considerado oportuno realizar un estudio para adaptar la EAG a la población de la Ciudad de Buenos Aires.
El presente trabajo tiene como objetivo principal informar las características psicométricas y los datos normativos preliminares de la Adaptación Argentina de la Escala de Autoeficacia General (Jerusalem & Schwarzer, 1992; Schwarzer, 1993) a fin de poder contar con un instrumento del que se conozcan los estudios que aporten eviden-cias de la fiabilidad por consistencia interna y de validez de constructo y empírica y que sea idóneo para su uso en tareas de investigación.

Método

Sujetos

Dado que el objetivo era estudiar las propiedades psicométricas de un test, se realizó un estudio transversal con diseño estadístico inferencial. Se conformó una muestra no probabilística de sujetos adultos de población general, residentes en la Ciudad Autónoma de Buenos Aires y sus alrededores (República Argentina). Se procuró respetar las cuotas de sexo y nivel de educación observadas en la región (INDEC, 2001).
La muestra estuvo integrada por 292 sujetos, 49.3% de varones (n = 144) y 50.7% de mujeres (n = 148). El rango de edad estuvo comprendido entre los 18 y los 66 años (M = 36; DE = 13.7) pero, para facilitar análisis posteriores, los sujetos se clasificaron en tres grupos según la edad: adultez muy joven, que agrupa a las personas de 18 a 25 años (n = 90), adultos jóvenes, de 26 a 44años (n = 107) y adultos medios, de 45 a 66 años (n = 90).
Con respecto al nivel educativo, el 27% (n = 78) indicó primario completo, el 46% (n = 136), secundario completo y el 27% (n = 78), superior completo (terciario / uni-versitario).
En cuanto al estado civil, se registró: 53.8% (n = 157) de solteros, 39.7% (n = 116) de casados o unidos, 4.5% (n = 13) de separados o divorciados y 2.1% de viudos (n = 6).

Instrumentos

1.- Escala de Autoeficacia General de Matthias Jerusalem y Ralf Schwarzer (Generalized Sel-Efficacy Scale, 1992)

Para obtener una versión argentina de la escala se realizaron dos traducciones independientes, dos re-traducciones (back-translation), comparaciones con las versiones previas en español (Bäßler & Schwarzer, 1996; Sanjuán Suárez et al., 2000) y una aplicación preliminar a 25 casos. Además, se solicitó a dos psicólogos con sólidos conocimientos del idioma inglés que analizaran críticamente las distintas traducciones e indicaran su opinión acerca del grado en que el contenido de los ítemes de la escala representaba el constructo de autoeficacia. Se comenzó con una revisión preliminar de las traducciones (independientes y re-traducciones) y la construcción de tres versiones para ser probadas en el grupo piloto. Se recolectaron estos datos y un equipo entrenado a tal fin analizó los resultados obtenidos con estas distintas versiones y las demás fuentes de información. Sobre esta base, se confeccionó la versión argentina del instrumento que guarda más semejanza con la de Bäßler y Schwarzer (1996) que con la de Sanjuán Suárez y colaboradores (2000).
En el presente estudio no se introdujeron cambios referidos a la escala de medida utilizada, ya que se mantuvo la propuesta original de una escala tipo Likert de 4 puntos. En relación al escalamiento elegido por Schwarzer (1993), es de notar que difiere de las recomendaciones realizadas repetidamente por Bandura (2001, 2006) en el sentido de que la medición de autoeficacia debe ser en relación a un dominio específico, que los ítemes deben ser enunciados en términos de la capacidad para realizar algo y que la escala de medida deber comprender un rango de puntuaciones de 0 a 100. Pero, como se señaló en la Introducción, la EAG de Schwarzer alude a un aspecto general de la autoeficacia, esto es, a un sentido amplio y estable de competencia personal sobre cuán efectivo se puede ser al afrontar una variedad de situaciones estresantes (Luszczynska et al., 2004; Luszczynska et al., 2005).
Dado que lo que se quiere evaluar es la autoeficacia como rasgo, entonces, justifica la elección de Schwarzer (1992, 1993) de un escalamiento tipo Likert basado en la frecuencia y no en la capacidad para ella. Por otra parte, las razones prácticas son por demás claras: la gran mayoría de los estudios de validez y fiabilidad del instrumento se realizaron siguiendo la versión original y mantener la escala de medida propuesta por el autor coadyuva a la comparación transcultural de los resultados. En resumen, la EAG incluye 10 ítemes, con 4 opciones de respuesta (nunca, pocas veces, a veces o siempre) a las cuales se les otorga una puntuación de 1, 2, 3 y 4, respectivamente. Las puntuaciones oscilan entre los 10 y 40 puntos. Los valores más altos indican una mayor percepción de autoeficacia.

2.- Escala de Locus de Control de Rotter (1966)

Se trabajó con una adaptación de Brenlla,Vázquez y Aranguren (2008). Esta escala es un autoinforme compuesto por 29 ítemes y en cada uno el sujeto debe elegir entre dos opciones que reflejan percepciones de control opuestas: internas (creencias de que la propia conducta influye positivamente en su entorno) o externas (creencias de que la propia conducta se halla condicionada al destino, la suerte o la influencia de otros poderosos). Se asigna puntuación a las opciones que se refieren al control externo (pudiendo oscilar entre 0 y 23 puntos) por lo que el aumento de las puntuaciones indica el predominio de este tipo de creencias.
Se han estudiado las propiedades psicométricas de la escala y sus resultados indican valores de consistencia interna de moderados (α = .67, Tong & Wang, 2006) a altos (α = .84 a .90, Gurin, P. Gurin, G. & Morrison, 1978), estabilidad temporal (r = .43 a .84, Hersch & Scheibe, 1967) y evidencias de la estructura dimensional descripta por Rotter (Lange & Tiggeman, 1981; Tong & Wang, 2006).
No obstante, otros estudios mostraron que no se trataría de un constructo unidimensional con dos polos (control interno / control externo) tal como suponía el autor, sino que su estructura sería multidimensional (Lefcourt, 1973; Pérez García, 1984; Richaud de Minzi, 2003). En la adaptación argentina de la Escala de Rotter citada, los coeficientes de fiabilidad obtenidos son algo más bajos pero aceptables (α = .64; KR-20 = .67) y se han verificado correlaciones moderadas con escalas que miden constructos relacionados, tales como el riesgo de malestar psicológico (r = .402; p < .01), el afrontamiento centrado en la emoción (r = .319; p < .001) y con una medida breve de creencias de control (r = .327; p < .001) diseñada para utilizarla en contextos de encuesta (Brenlla, 2007).

3.- Escala Breve de Afrontamiento de Carver, 1997 (Brief Cope Scale)

Si bien existe una versión en español de la escala (Carver, 1997), resulta muy ajena a las particularidades del habla en la Argentina. Por esta razón se prefirió utlilizar la versión realizada por Brenlla e Infante Geronimi (2008).
La Escala Breve de Afrontamiento consiste en un autoinforme compuesto por 28 ítemes que se apoya en la teoría del afrontamiento de Lazarus y Folkman (1987) y en el modelo de autorregulación de Carver, Scheier y Weintraub (1989). Cada ítem se evalúa con una escala tipo Likert con 4 opciones de respuesta (nunca hago esto, suelo hacer esto un poco, suelo hacer esto moderadamente o suelo hacer esto mucho), a las cuales se les otorga una puntuación de 1, 2, 3 y 4, respectivamente. A su vez, estos ítemes se agrupan de a pares en 14 tipos distintos de afrontamiento frente a situaciones estresantes de la vida. Por ejemplo, afrontamiento activo, planificación y consumo de alcohol o drogas, entre otros. De cada uno de ellos se obtiene una puntuación que puede oscilar entre 4 y 8 puntos.
Los ítemes están redactados de forma tal que, cuanto mayor es la puntuación, mayor es la tendencia a exhibir el tipo de afrontamiento indicado. Los estudios realizados acerca del instrumento indican que posee propiedades psicométricas satisfactorias.Todas las escalas demostraron buenos índices de consistencia interna (alpha entre .60 y .90 y .50, solamente en una escala), de validez de criterio y de estabilidad test-retest (Carver, 1997). A la vez, se han realizado diversos estudios en los que se han replicado estas cualidades de la escala (Urcuyo, Boyers, Carver & Antoni, 2005).
En Argentina, los índices de consistencia interna fueron semejantes a los hallados en estudios internacionales (alpha entre .60 y .90 y .45 sólo en una escala) y las correlaciones fueron moderadas pero significativas entre las estrategias de distracción y el locus de control externo (r = .319; p < .001) y una medida breve de afrontamiento pasivo (r = .339; p < .001) y más prominentes entre las estrategias de planeamiento y una escala abreviada de afrontamiento resolutivo (r = .555; p < .001) (Brenlla, 2007).

Procedimiento y procesamiento de los datos

La EAG se administró en forma conjunta con las escalas que medían las distintas variables reseñadas (Locus de Control y Afrontamiento).
La recolección de los datos fue realizada por asistentes de investigación entrenados a tal fin. La aplicación fue individual y autoadministrada. Las personas accedieron en forma voluntaria a la evaluación y se garantizó la confidencialidad de la información.
Para el procesamiento de los datos se utilizó el paquete estadístico SPSS-15.0 (Statistical Package for Social Sciences, versión 15.0). En todas las fases del proceso de adaptación se tuvieron presentes los criterios propuestos en los Standards for Educational and Psychological Testing (AERA, 1999).

Resultados

Análisis de ítemes

Para conocer la pertinencia de utilizar estadísticos paramétricos, se procedió a analizar la distribución de las puntuaciones de la EAG. La exploración de los datos indicó que la forma de la distribución tendía a concentrarse en torno a la media y a desplazarse a la derecha de un modo mayor a lo que sería esperable en una distribución normal (asimetría = -.64; curtosis = 1.26). Por tal razón, se eliminaron los valores atípicos y se obtuvieron otros más cercanos a tal distribución (asimetría = -.23; curtosis = -.12), en los que la curva es levemente leptocúrtica pero claramente menos inclinada a la derecha. Estos datos son algo mejores que los reportados en otros estudios en los que se ha notado una asimetría de -.42 y una curtosis de -.19 (Schwarzer, 1997) que indican una baja discriminación de los individuos con una alta percepción de autoeficacia. Una vez depurada la base, se retuvieron 289 de los 292 casos originales.
Como se indicó, la EAG contempla una evaluación con escala tipo Likert de 4 opciones de respuesta, por lo que la puntuación de cada ítem puede oscilar entre 1 y 4 puntos en tanto que las puntuaciones totales, lo hacen entre 10 y 40 puntos. Para analizar los reactivos se calcularon las medidas descriptivas de cada uno y las correlaciones entre las puntuaciones de cada ítem y el puntaje total. En la Tabla 1 se presentan estos valores así como el Alpha de Cronbach si el elemento se elimina. Los resultados indican que estos coeficientes son adecuados y coinciden con los calculados en estudios previos (alpha ente .73 y .75) (Sanjuán Suárez et al., 2000; Schwarzer, 1997).

Tabla 1. Análisis de ítemes de la Escala de Autoeficacia General

Validez

Evidencias de validez de constructo obtenidas mediante estudios factoriales

Se realizó un análisis de componentes principales con el objeto de hallar evidencias de la validez de constructo. Para la obtención del número de factores se tuvieron en cuenta criterios empíricos ya que se trató de un análisis exploratorio. Se comprobó previamenteque la matriz de correlaciones era la adecuada para el método a utilizar (Test de Esfericidad de Barttlet = 510.967; p < .001; Índice de Adecuación Muestral Kaiser Meyer Olkin = .842) y luego se utilizó el Test Scree de Cattell (1966) en cuyo análisis se observó que, si bien emergen dos factores que explican el 44% de la variancia, no parece prudente extraer ambos ya que el mayor porcentaje de variancia lo explica el primer factor, que acumula un 33%. Los cinco primeros autovalores fueron 3.25, 1.16, .98, .86 y .75, notándose una distancia importante entre el primero y el segundo. El primer autovalor es algo más bajo que el reportado en investigaciones anteriores que, por lo general, rondó los 4 a 4.5 puntos (Bäßler & Schwarzer, 1996; Schwarzer & Born, 1997).
Por ejemplo, para la versión en alemán, se contabilizó un 41% de variancia explicada para el primer factor, en tanto que para la versión en castellano (Costa Rica), se registró un 38%. Además, la matriz de componentes (tal como puede apreciarse en la Tabla 2) indica que todos los ítemes correlacionaron significativamente con el factor extraído, con valores que oscilaron entre .45 y .65. Aún así, hay que señalar que los porcentajes de variancia explicados por los factores aislados resultan algo magros, por lo que no es prudente sacar conclusiones acerca de la dimensionalidad de la EAG.

Tabla 2. Análisis de componentes principales de la Escala de Autoeficacia General

En la Discusión se retomará este tópico a la luz de los resultados de análisis factoriales confirmatorios realizados en otras investigaciones que analizaron la unidimensiona-lidad y la universalidad del constructo (Scholz, Gutiérrez-Doña, Sud & Schwarzer, 2002).

Otras evidencias de validez

Se calcularon las correlaciones entre la Escala de Autoeficacia General y las medidas de Locus de Control y Afrontamiento. En la Tabla 3 se muestran las medias y desviaciones típicas de cada escala, así como su correlación con la EAG. Tal como puede apreciarse, la EAG tiene correlaciones significativas con los constructos con los que se relaciona teóricamente tales como Planeamiento (r = .417; p < .001), Afrontamiento activo (r = .357; p < .001) y, algo menores, con Positivismo (r = .215; p < .001). Estos resultados indican la convergencia conceptual de los constructos de autoeficacia y de los estilos de afrontamiento centrados en la tarea.

Tabla 3. Medias y desvíos estándar de las Escalas de Autoeficacia General, de Locus de Control y Afrontamiento.

En cambio, con respecto a locus de control y a los afrontamientos centrados en la emoción tales como Desconexión (r = -.288; p < .001) y Culpa (r = -.160; p < .001), las correlaciones fueron débiles. En el caso de la Escala de Rotter hay que recordar que las puntuaciones altas indican un predominio de locus de control externo. El signo de la correlación (r = -.274; p < .001) señala que cuanto más baja es la percepción de autoeficacia, mayor es la de creencias de control externo y viceversa. No obstante, el hecho de que tanto las puntuaciones de locus de control como las de afrontamientos centrados en la emoción hayan presentado valores bajos en sus correlaciones con las de la EAG, hace que sea aventurado realizar inferencias acerca de la capacidad del instrumento para probar lo que en términos teóricos sería es-perable, esto es una clara diferenciación entre la autoeficacia y el locus de control externo, por un lado, y estrategias centradas en la emoción, por el otro.
En cambio, los datos indican un adecuado carácter pronóstico de las puntuaciones de la EAG con respecto al tipo de afrontamiento predominante. Sobre la base del análisis de correlación precedente se analizó el valor predictivo de la EAG sobre el afrontamiento centrado en la tarea (específicamente, Planeamiento), a través de un análisis de regresión. En la Tabla 4 se presentan estos resultados que, esencialmente, indican que las puntuaciones de la EAG (junto a las de afrontamiento activo) pueden considerarse como predictores válidos de las de Planeamiento. Estos resultados son coincidentes con los datos de otros estudios de validación en los que se han comparado las puntuaciones de la EAG y distintas medidas de afrontamiento (Luszczynska et al., 2005; Sanjuán Suárez et al., 2000).

Tabla 4. Afrontamiento centrado en la tarea (Planeamiento)

Fiabilidad

Luego de realizado el análisis factorial, se procedió a calcular el coeficiente alpha de Cronbach (1951) considerando los 10 ítemes de la escala (M = 33.03, DE = 3.4). Los resultados indican evidencias de la fiabilidad por consistencia interna del instrumento (α = .76).

Incidencia del sexo, la edad y la educación

Para apreciar si había diferencias en las puntuaciones según sexo, se utilizó la prueba t de Student y para analizar las diferencias según rangos de edad y nivel de educación se compararon, con un ANOVA de un factor, las puntuaciones a la EAG de los tres grupos de edad y de educación. Dada la diferencia del tamaño de las muestras de cada grupo y para atenuar el riesgo de error tipo I se empleó, para la comparación, una prueba post hoc GT2 de Hochberg.
Los resultados indican que, si bien se obtuvo una diferencia significativa en la comparación según sexo [hombres: M = 33.6, DE = 3.24; mujeres: M = 32.6, DE = 3.43; t (287) = 2.814; p < 0.05], tanto varones como mujeres obtuvieron puntuaciones promedio muy semejantes que, en términos ordinales, se ubican alrededor del percentil 50, vale decir en la mediana de la distribución. Esto indicaría que esas diferencias no son suficientemente relevantes como para colegir modos distintos en la percepción de autoeficacia según sexo.
De la misma manera, al considerar el rango de edad de los entrevistados se registraron diferencias significativas [F (2, 286) = 5.142; p < .05]. No obstante, las pruebas post hoc mostraron que, si bien los sujetos del grupo Adultos medios (n = 90) obtuvieron puntuaciones más elevadas (M = 33.9, DE = 3.6) que los del grupo de Adultos jóvenes (n = 107) y que éstos, a su vez, presentaron puntuaciones superiores (M = 32.9, DE = 3.2) a las del grupo de Adultos muy jóvenes (n = 90; M = 32.4, DE = 2.9), estas diferencias no son de la suficiente envergadura como para tornarlas significativas, por lo que no puede garantizarse cometer errores de tipo I en caso de tomarlas como tales. Obsérvese que entre los adultos menos y más jóvenes, las diferencias son de solo 1.5 puntos.
Finalmente, al considerar la variable educación, se observan diferencias [F (2, 286) = 3.392; p < .035) que indican una orientación creciente de la puntuación de la EAG a medida que la educación aumenta. El análisis post hoc señala que, aunque el grupo de mejor nivel educativo (n = 78) presenta puntuaciones en la EAG (M = 33.9, DE = 3.0) más elevadas que las exhibidas en los otros dos grupos (Primario completo: n = 75, M = 32.7, DE = 3.8; Secundario completo: n = 134, M = 32.8, DE = 3.1), dichas diferencias no son significativas. Nótese que entre los menor y los de mayor nivel educativo, la diferencia en la puntuación a la EAG es de apenas 1.2. En la Discusión se analizarán estos resultados en relación a las investigaciones previas.

Datos normativos

Por último, se calcularon las puntuaciones típicas correspondientes a las puntuaciones directas de la escala con el fin de aportar datos normativos de la muestra considerada (ver Tabla 5).

Tabla 5. Puntuaciones directas y típicas de la EAG

Discusión y conclusiones

Sobre la base de los resultados presentados, puede decirse que se obtuvo una adaptación de la Escala de Autoeficacia General de Schwarzer para población argentina con evidencias de fiabilidad y validez razonables.
No obstante, dos limitaciones deben considerarse. La primera es no haber realizado un estudio sistemático de juicio de expertos en la fase de adaptación del instrumento. Muy parcialmente, esta limitación se atenúa con las apreciaciones realizadas por psicólogos con sólidos conocimientos del idioma inglés que llevaron a cabo un análisis crítico de las distintas traducciones y de la justeza de los ítemes para representar al constructo. Esas apreciaciones conjuntamente con los resultados del estudio piloto y las técnicas utilizadas para la adaptación lingüística de la EAG resultaron importantes para redactar los reactivos definitivos en español que, como se señaló antes, concordó muy estrechamente con los realizados por Bäßler y Schwarzer (1996). La segunda es que la muestra a la que se le administró la EAG estaba compuesta por habitantes de la Ciudad Autónoma de Buenos Aires y del Gran Buenos Aires, no alcanzando a sujetos de otras provincias y regiones del país. Entonces, si bien los resultados obtenidos son satisfactorios, debería considerarse la replicación en muestras más amplias, representativas de toda la población argentina.
El análisis de las características psicométricas brinda evidencias de la fiabilidad y validez del constructo, muchas de las cuales son consistentes con los resultados de estu-dios anteriores realizados con muestras de población general en distintos países (Gutiérrez-Doña, 2002; Sanjuán Suárez et al., 2000; Schwarzer, 1997).
En relación a la consistencia interna, los valores de alpha de Cronbach reportados (.76) son coincidentes con los informados por el autor en investigaciones multicultu-rales, en las que los coeficientes oscilaron entre .73 y .91, dependiendo de las muestras consideradas (Schwarzer, 1997). Por ejemplo, se indicó un alpha de .91 para los datos de Japón, uno de .81 para la versión administrada en Costa Rica, uno de .78 registrado en Grecia y otro de .75, en India. A su criterio, estas evidencias señalan que la consistencia interna de la EAG es muy satisfactoria, sobre todo considerando que la escala se compone de sólo 10 ítemes.
En cuanto a las correlaciones con medidas de Locus de Control y Estrategias de Afrontamiento, los resultados obtenidos en este trabajo están en línea con los de otros estudios, en particular, con aquellos en los que se han comparado las puntuaciones de la EAG y de la Escala Breve de Afrontamiento de Carver (Luszczynska et al., 2005). En estas investigaciones se han observado correlaciones significativas con Afrontamiento activo (r = .25; p < .01) y Culpa (r = -.12; p < .01), pero con coeficientes más bajos que los hallados en el presente estudio. Aquí, las puntuaciones de la EAG mostraron correlaciones significativas y una buena capacidad predictiva con constructos con los que se relaciona teóricamente. Esto indica elementos de convergencia conceptual entre la Autoeficacia General y las Estrategias de afrontamiento centradas en la tarea (Planeamiento, Actividad).En cambio, las correlaciones fueron débiles con constructos que aluden a estrategias basadas en la emoción (Desconexión, Culpa) y con las Creencias de control externo, por lo que no se realizan inferencias acerca de lo que en términos teóricos sería esperable, esto es una clara diferenciación entre la Autoeficacia y el Locus de control externo y las Estrategias centradas en la emoción.
Una consideración especial merecen las evidencias informadas en cuanto al análisis factorial de las puntuaciones de la EAG en este estudio. Como se señaló, la variancia explicada por el primer factor es algo magra, lo que podría contrariar lo sostenido por el autor en cuanto a la unidimensionalidad del constructo y la aptitud de la EAG para evaluarla. En nuestro estudio, el análisis por componentes principales indicó que los tres primeros autovalores fueron 3.25, 1.16 y .98 que, si bien evidencian una distancia importante entre el primero y el segundo, son menores a los reportados por Schwarzer (1997) (4.9, .81 y .72). Según estos datos, el primer factor acumula casi la mitad de la variancia explicada y el segundo, algo menos del 10%; en tanto que en este estudio, el primer factor explica un tercio de la variancia y el segundo, un 11%. Si bien hay diferencias importantes en cuanto a los autovalores y, consecuentemente, a la variancia explicada, en este estudio también se observa que todos los ítemes tienen la mayor carga factorial en el primer componente, con valores mayores a .45.
En investigaciones anteriores se ha analizado la unidimensionalidad y la universalidad de la autoeficacia. Scholz y colaboradores (2002) realizaron un estudio comparan-do los datos de una muestra de 19.120 personas que respondieron a la EAG en 25 países diferentes. El objetivo fue analizar si la medida era equivalente en distintas culturas y si se correspondía con una sola dimensión. Realizaron un análisis factorial confirmatorio y encontraron que la solución de dos factores no se ajustaba a los criterios establecidos, esto es, retener factores con autovalores mayores a 1. En cambio, los estadísticos del modelo de unidimensionalidad indicaron un excelente ajuste de los datos a éste con un GFI = .90 (goodness of fit index, cantidad de variancia y covariancia del modelo) y con autovalores menores a .83 en el segundo factor.
Dadas estas evidencias, en el futuro sería deseable profundizar el análisis de la estructura interna de la escala a través de análisis factoriales exploratorios y confirmatorios en muestras más amplias de la Argentina. Si bien los resultados obtenidos en este trabajo se orientan en la dirección de los antecedentes, es evidente, no obstante, que no permiten realizar inferencias seguras acerca de la dimensionalidad del constructo.
Por otra parte, en este estudio se han encontrado diferencias según el sexo, la edad y la educación de los entrevistados que, como se indicó, no son de la suficiente enver-gadura como para pensar en un efecto de éstas sobre las puntuaciones de la EAG. Además,estos resultados han sido encontrados en distintas regiones. Por ejemplo, en Costa Rica las mujeres presentaron una puntuación media de la EAG de 33.0 (DE = 4.6) y los hombres, otra de 33.5 (DE = 4.1); en Canadá se observaron medias de 29.8 (DE = 4.9) y 31.6 (DE = 4.4), respectivamente y en Holanda, los varones en promedio puntuaron 30.6 (DE = 4.8) y las mujeres, 31.8 (DE = 5.5) (Schwarzer, 1997). Sobre la base de estos estudios, Schwarzer (1997) y Scholz y colaboradores (2002) concluyeron que hombres y mujeres responden similarmente, aunque pueden registrarse leves diferencias en las puntuaciones promedio que no implican una significación psicológica particular. Asi mismo, en cuanto a la edad y la educación, las investigaciones han mostrado que la autoeficacia es independiente de ambas (Scholz et al., 2002; Schwarzer, 1997), aunque en algunas muestras ocurre, al igual que en nuestro estudio, que las personas mayores y las de mayor nivel educacional puntúan levemente más alto que los más jóvenes y de menor nivel educacional.
Si bien el objetivo de este estudio no fue analizar la EAG transculturalmente, es relevante mencionar que, tal como señalan Schwarzer (1997) y Scholz y colaboradores (2002), las diferencias culturales entre grupos pueden llegar a ser un efecto colateral no deseado del instrumento.
Los estudios muestran que en Japón se reportaron los valores promedio más bajos (M = 20.2; DE = 6.4) en tanto que en Costa Rica, esos datos fueron claramente los más altos (M = 33.5; DE = 4.1). En relación a esto, Schwarzer (1997) plantea la cuestión de la importancia de la traducción y redacción de los ítemes en los distintos idiomas. En su opinión, es probable que la diferencia cultural mencionada se deba al tipo de redacción utilizado en una y otra lengua. A su vez, Scholz y colaboradores (2002) apuntan que la circunstancia de que sea en los países orientales (Japón, Corea y Hong-Kong) donde se observan las puntuaciones más bajas de autoeficacia y en los occidentales las más altas, podrían indicar que las diferencias culturales en la expresión y el sentido de la autoeficacia se relacionan con los valores colectivistas e individualistas que caracterizan a unos y otros. En tal sentido, serían las variables culturales las que marcarían una diferencia en la percepción de autoeficacia más que las diferencias de sexo, edad o nivel educativo.
En resumen, la adaptación y el análisis de las propiedades psicométricas de la versión argentina de la EAG presentada en este artículo, así como la coincidencia con la evidencia previa, sugieren que se trata de un instrumento con evidencias razonables de validez y fiabilidad para evaluar los niveles de autoeficacia percibida en nuestro medio.
Finalmente, hay que señalar que la percepción de autoeficacia no sólo explica satisfactoriamente el funcionamiento humano sino que además es fácilmente alterable me-diante intervenciones (Schwarzer, 1997). Así, la EAG podría ser utilizada no sólo para actividades de investigación sino también como punto de partida para programas de intervención y prevención.

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Observatorio de la Deuda Social Argentina de la Pontificia Universidad Católica Argentina (UCA).
Agencia Nacional de Promoción Científica y Tecnológica (ANPCyT).
Ciudad Autónoma de Buenos Aires.
República Argentina.
Fecha de recepción: 14 de octubre de 2008
Fecha de aceptación: 8 de octubre de 2009