1. JUSTIFICA JUSTIFICACIÓN CIÓN ESTA ESTADÍSTICA DÍSTICA Los aparta apartados dos de este este capítu capítulo lo preten pretende den n aport aportar ar infor informac mación ión sobre sobre análi análisis sis y resultados obtenidos en muestras originales y españolas (de adaptación, de la nueva tipificación y de la obtenida con la versión en catalán), e incluyen estadísticos que fundamentan las características psicométricas psicométricas de este instrumento; para evitar que las tablas numéricas estorben la lectura de los apartados de este capítulo, dicas tablas se an trasladado al !péndice !" 3.1 ADAPTACIÓN ESPAÑOLA
La adaptación de un instrumento de este tipo no es una simpe traducción de las cuestiones o elementos que constituyen el instrumento original" #na primera versión de la prueba fue revisada y depurada por varios profesionales e$pertos en la medida de la personalidad" %osteriormente, la edición e$perimental fue aplicada a más de un militar de su&etos españoles y sus resultados (e$plicitados en este capítulo validan la bondad de la versión definitiva)" La muestra empleada en la adaptación estaba constituida por '"* españoles que contestaron al +- en situaciones de sinceridad y anonimato" .staba compuesta en un /'0 por 123 varones (4) y en un 10 por 56* mu&eres (7); ambos grupos eran muy eterogéneos en cuanto a la edad y procedencia (nivel cultural y geográfico)" #n tercio de la muestra eran alumnos de la #8.9 (#niversidad nacional de .ducación a 9istancia); y el resto fueron obtenidos en situaciones diversas de e$amen psicológico" .l 110 de los su&etos tenía nivel superior de estudios, el 2/0 tenía un nivel medio, mientras que el ''0 ''0 poseía un nivel primario de estudio" .n los pró$imos apartados apartados y análisis esta muestra se denominará +-:' o de adaptación" omo se a indicado en el %rólogo a la 2< adición, y dado que esta muestra norma normativ tiva a a resul resultad tado o =bland =blanda> a> (porqu (porque e los los su&et su&etos os en situac situacion iones es disti distinta ntass del anonimato obtenían puntuaciones derivadas centiles o ? bastante altas), entre los años ' y 33' se an recogido nuevos casos asta alcan@ar un total de más de dos millares y medio de casos; en general, estos su&etos eran candidatos en procesos de selección de personal" .sta segunda muestra se a considerado normativa para la nueva tipificación, y en esta ocasión, en ve@ de tomarla en su totalidad, se an seleccionado seleccionado al a@ar dos submuestras, una de cada se$o, con, millar e$acto de casos, para así equiponderar la influencia de esta variable cuando se acen comparaciones entre los se$os o se toma la muestra total para elaborar unos baremos Anicos" .n los pró$imos apartados y análisis esta muestra se denominará +-:, de selección o de la versión en español" inalmente, como tercera muestra se a tomado una que contestó al +- en su versión en catalán" .stá formada por más de dos millones de casos y en su mayoría son varon varones es (*0); (*0); tambié también n eran eran candi candidat datos os en proces procesos os de selecc selección ión"" .n los pró$imos apartados y análisis esta maestra se denominará +-:2 o de la versión en catalán" 2" !8BLCDCD ! 8C4.L 9. L! #8C9! 9. 7.9C9! .L +- está compuesto por '3 subdimensiones (que se aglutinan luego en 1 dimensiones) y una escala de 9istorsión (que estudios recientes an desglosado en
dos subescalas, Eo y otros, con 6 elementos cada una, como se verá más adelante)F cada una de estas escalas está compuesta por ' elementos, a los que el su&eto contesta en una escala tipo LiGert de cinco puntos" ada uno de estos elementos puede ser considerado como un mini:instrumento de medida, su unidad más simple" La puntuaciones posibles en esta unidad de medida van de ' punto a 1 puntos" .n el caso de un elementod redactado en sentido positivo acia el constructo a medir, se concede ' punto a la respuesta =ompletamente falso para mí> al contenido de la cuestión, y 1 puntos cuando la respuesta es =ompletamente 4.H9!9.HI para mí>, tal como sugieren las plantillas de corrección" ?al ve@ el ideal de medida de esta unidad sería que los su&etos se repartieran a&ustándose a los porcenta&es de la =curva normal>, y alrededor del punto central de la escala de medida, el valor 2; el gráfico resultante sería algo así como la cuerva + de la figura 2"' %ero este ideal de medida puede variar empíricamente de acuerdo con el rasgo implicado y de las características de la muestra; si el rasgo es poco frecuente el gráfico se inclina acia la i@quierda (curva ! de la figura 2"'), y si el rasgo es muy frecuente en la muestra o muy atractivo para los su&etos, el gráfico se inclina acia la dereca (curva de la figura 2"') +a&o este enfoque, uno de los primeros análisis de +- a sido constatar el comportamiento de estas unidades simples de medida" 7anteniendo separados ambos se$os en las tres muestras citadas en el apartado anterior (de adaptación, de selección o versión en español y de la versión en catalán), el análisis a consistido en conocer las frecuencias de respuesta de todas las alternativas de respuesta" Di esa distribución se cosidera obtenida en una variable continua (que va desde ' a 1), sus estadísticos básicos (media y desviación típica) pueden ilustrar sobre la forma empírica de su distribución, su variabilidad y su capacidad discriminativa" La medida podría ser considerada como un =índice de atracción> del elemento para la muestra, porque cuanto más elevada sea esa media, mayor es el atractivo que su contenido a tenido para los su&etos que contestaron a esa cuestión" Di un elemento tiene una distribución simétrica, su media se situará muy pró$ima al valor 2 (promedio teórico de la figura 2"'); si la media es significativamente menor, la distribución toma la forma de la curva ! de la figura 2"', y si la media es significativamente mayor que 2, la distribución toma la forma de la curva de la figura 2"'
%or otra parte si la desviación típica de un elemento es pequeña, esta unidad de medida tiene poca capacidad discriminativa del rasgo que pretende medir, porque casi no ay variabilidad en los resultados; en el otro polo, si la desviación típica de un elemento es pequeña, esta unidad de medida tiene poca capacidad discriminativa del rasgo que pretende medir, porque casi no ay variabilidad en los resultados; en e otro polo, si la desviación típica es grande, esto viene a indicar que la capacidad discriminativa es buena y los su&etos se dispersan satisfactoriamente en el continuo de medida del elemento" .n la tabla !"' del !péndice, el lector puede encontrar los resultados observados entre los varones (4) y las mu&eres (7) en las tres muestras" ada línea del cuerpo de la tabla se refiere a un elemento, e incluye las medias obtenidas por cada se$o y sus desviaciones típicas (9t) inalmente, en las cuatro Altimas columnas de la tabla !"' se incluye la puntuación típica ? (que tienen como media el valor 13 y una 9esviación de '3) que corresponde a cada uno de los se$os de las muestras de la versión en español y de la versión en catalán (cuando se toman como formativos los estadísticos obtenidos por el elemento en la muestra de adaptación); con este análisis diferencial en puntuaciones ? se pretende conocer su pro$imidad o ale&amiento del valor obtenido por la primitiva muestra" !tendiendo a los valores ? de estas cuatro Altimas columnas, se aprecian mucas desviaciones, con ale&amientos de más de media desviación típica (es decir que superan el valor ? de 11 o desciende de una ? de /1) Din embargo, el comportamiento es muy similar en las muestras de la versión española y de la versión en catalán probablemente porque lo comAn de estas
muestras es la situación de selección en la que los su&etos contestaron a esos elementos, #n e$amen más pormenori@ado de la tabla !"' muestra varios ecos" a" Jay algunos elementos claramente diferenciales intercone$os; por e&emplo, en la versión en español se observan diferencias significativas entre los dos se$os en los elementos 2K (?iendo a implicarme demasiado cuando alguien me cuenta sus problemas), 22K (=me siento vulnerable a las críticas de los demás), y sobre todo el *K (=! menudo me siento nervioso); b" .n algunos casos, el elemento es significativamente más =atractivo> para los varones (obtienen una media mayor), y en otros lo es para las mu&eres puntAan más alto, mientras que en la muestra de adaptación ocurría lo contrario); c" !lgunos elementos presentan unos estadísticos propios de una curva tipo ! (segAn la figura 2"') y en otros sus estadísticos apuntan a una curva tipo ; el nK 6 (=8unca e dico una mentira>) tiene una media muy ba&a (y es más ba&a entre los varones, y mayor en la muestras de selección), y el nK 2 (=reo que todas las personas tienen algo de bueno>) tiene una media muy elevada (curva tipo ), y es más e$trema en las muestras de selección; d" .n la muestra de adaptación, y en el análisis de las diferencias entre ambos se$os, abía 2 elementos que mostraban una ra@ón crítica =t> (de Dtudent) significativa al 8"c" del '0; era casi un 0 de los e$istentes en el +-; y se daba un equilibrio entre ambos sesgosF abía ' cuestiones a favor de los varones y 3 a favor de las mu&eres" ?odas estas apreciaciones, sobre todo las obtenidas en los casos de selección (muestras +-: y +-:2) en relación con la adaptación, an &ustificado la necesidad de elaborar unos nuevos baremos, tal como se &ustificará más adelante" 2"2 C!+CLC9!9 Los tests psicológicos deben poseer una ra@onable fiabilidad si se pretende que sean Atiles, tanto como cuando se emplean con un propósito práctico" .$isten varios tipos de fiabilidad y diferentes métodos para su obtención; en este apartado se recogen dos aspectos de esa fiabilidadF la consistencia interna u omogeneidad (tal como es apreciada con el coeficiente alfade ronbac) y la consistencia interna tipo dos mitades" .n la tabla !" se ofrecen los resultados de estudio de la fiabilidad del +- en la muestra española de adaptación (+-:'); la primera columna de la tabla presenta los coeficientes alfa (en realidad se trata de la aplicación de la fórmula H:3 de uder: Hicardson y se apoya en la variabilidad de los elementos que componen cada escala de medida), tanto de las subdimensiones como de las dimensiones y de la escala de 9istorsión" .n la segunda y tercera columnas de la tabla se ofrecen los resultados de aplicar la técnica de dos mitades (pares:impares) a todas las subdimensiones, en los varones (8 M 123) y mu&eres (8 M 56*) de la muestra de adaptación" !mbas apreciaciones de la fiabilidad son bastante seme&antes, los índices son suficientemente elevados para un instrumento tipo cuestionario de personalidad y con unas escalas con relativamente pocos elementos (' por escala), y no parece aber una tendencia a que el instrumento sea más fiable en uno de los se$os" La escala más
fiable es a que mide el ontrol del las emociones y las menos fiables son las subdimensiones de la dimensión !fabilidad (p y o) 9ado que la segunda muestra (+-:, casos en procesos de selección) se va emplear para elaborar los baremos, a parecido conveniente conocer en los elementos de la versión en español la consistencia de los elementos, es decir su relación con las variables a las que pertenecen" Los análisis presentados en el apartado anterior (análisis de la unidad de medida, el elemento), an permitido conocer el comportamiento de los elementos en las tres muestras y con ello su capacidad discriminativa" %ero, además, es necesario e$aminar sus índices de omogeneidad para medir los constructos que propone el autor" %or tanto, se an obtenido los índices de correlación de cada elemento con las puntuaciones directas de las '' variables que esencialmente mide el +- (es decir, sólo de las escalas simples, no de las dimensiones superiores)" De calculó la matri@ de correlaciones entre la puntuación de cada uno y la obtenida en las distintas variables; sin embargo con su escala está contaminado porque dico elemento es parte del total con el que se correlaciona, se consideró preferible atender a índice de omogeneidad corregida (CJc); este índice se obtiene mediante la correlación de un elemento con la suma de las puntuaciones directas de los otros '' elementos de su escala, es decir, cuando el elemento no se tiene en cuenta para el cálculo de la puntuación directa en el constructo" ! continuación, y mediante la =@> de iser, en cada escala o faceta se obtuvo la media de los índices CJc (Nndices de omogeneidad corregida) obtenidos y los resultados obtenidos en la muestra de varones y de mu&eres se incluyen en dos Altimas columnas de la tabla !", encabe@adas con las siglas CJc y los índices están e$presados también (como todos los de esa tabla) en centésimas (sin el cero ni la coma decimales)" ?odos los índices son bastante satisfactorios" .n ambos se$os, las tres escalas con un CJc promedio menor an sido o, 9o, y p y los me&ores se encuentran en las dos subdimensiones (e y i) de la .stabilidad .mocional" .l elemento que me&or consistencia interna a presentado en ambos se$os a sido e * (=! menudo me siento nervioso>), para medir ontrol de las emociones, señalado en el apartado anterior por su capacidad diferencial entre ambos se$os" .stos resultados parecen suficientemente satisfactorios, sobre todo cuando se considera que se trata de escalas con sólo ' elementos (6 elementos en las dos subescalas de 9); por otra parte, conviene señalar que no son esperables ni deseables elevados índices de omogeneidad, porque cada uno mide un átomo o aspecto distinto de la variable o constructo 2"/ !8BLCDCD ?H!8D#L?#H!L .n realidad este apartado no tiene más pretensión que ofrecer comparativamente los resultados de las muestras de adaptación de ambas culturas, la original italiana ('2)y la española ('1), para ofrecer alguna apreciación del comportamiento del instrumento en ambas poblaciones" .n la tabla !"2 se resumen los estadísticos básicos de las muestras de estudio de ambas culturas, tanto en su totalidad como de las submuestras de cada; os datos italianos vienen e$presados con un solo decimal porque así fueron recogidos en el 7anual original italiano" .n la mitad superior se encuentran las muestras de adaptación española y italiana, y en la mitad inferior las dos muestras obtenidas en procesos de selección (versión en español y catalán)" Las cuantías de las muestras y submuestras (e$presadas en las cabeceras de las columnas) son suficientemente grandes como para acer estables los estadísticos básicos y los resultados de la comparación"
#na primera impresión de los datos de la mitad superior de la tabla !"2 es que ambas culturas tienen un gran parecido en cuanto a sus rasgos de personalidad tal como son medidos por el +-; probablemente esto es así porque ambas culturas tienen en comAn el que son de tipo mediterráneo" Din embargo, se observan algunas peculiaridades y diferencias" Di se atiende Anicamente a la muestra de adaptación española (8M '"*), el primer dato a destacar es que los españoles superan ligeramente a los italianos en las dos subdimensiones de la !fabilidad (p y o) y en la dimensión resultante (!), y son inferiores a ellos en %erseverancia (%e) y, consecuentemente, en la dimensión ?esón (?)" Di estas diferencias se anali@an a nivel de se$o, los varones españoles son más e$tremosos (más ale&ados de los italianos, y por el polo ba&o de la variable) en las dos subdimensiones de la .nergía O, tanto en 9inamismo (9i) como en 9ominancia (9o), lo cual ace que también o sean en la misma dimensión ., así como en su e$presión de la 9istorsión" .s decir, visto desde el otro lado, los varones italianos usan la deseabilidad social que los españoles" La figura 2"ilustra gráficamente esas diferencias; en cada cultura, las puntuaciones medias de cada se$o se an convertido en puntuación diferencial P tomando como normativa la muestra italiana de ese se$o; en el gráfico los varones están representados mediante una línea continua y las mu&eres con una línea de puntos; la línea ori@ontal a la altura de la P M 3 indica la posición de la muestra italiana de cada se$o" .sta comparación de los resultados de ambas culturas se a continuado mediante otras análisis y los resultados se comentan en los apartados siguientes" Din embargo, las diferencias aludidas en los párrafos anteriores desaparecen cuando, como término comparativo, se consideran las dos muestras obtenidas en procesos de selección (versión en español y versión en catalán)" Las similitudes son mayores, y probablemente las diferencias señaladas en párrafos anteriores an sido debidas a que tanto la muestra italiana como las dos de la mitad inferior de la tabla !" an sido obtenidas principalmente en procesos de selección, donde tiene mayor aplicabilidad un instrumento como el +-" .sta a sido una de las ra@ones para elaborar una nueva tipificación española con las dos nuevas muestras"
2"1 H.L!CI8.D .8?H. L!D .D!L!D .n un instrumento como el +- con medidas de mucas variables, tal ve@ pare@ca ideal que las escalas de medida sean muy independientes (porque cada una aprecia un rasgo específico); sin embargo, la realidad psicométrica es que, aunque las conductas pare@can independientes, los rasgos subyacentes no lo son (dado que el mismo su&eto se manifiesta a través de todos esos rasgos) y las escalas presentan relaciones muy interesantes desde el punto de vista interpretativo" .n la tabla !"/ se ofrecen las matrices de intercorrelaciones de las die@ subdimensiones (mitad i@quierda de la tabla) y de las cinco dimensiones (mitad dereca)" Los índices vienen e$presados en centésimas (sin cero ni coma decimales) y en cada matri@ la mitad superior (por encima de a diagonal) se refiere a la muestra total italiana y la mitad inferior (por deba&o de la diagonal) a la muestra total de la adaptación española" #n primer análisis de las matrices muestra que la mayoría de los índices son estadísticamente significativos al nivel de confian@a del '0" 8aturalmente, los índices mayores se encuentran en el cruce de las dos subdimensiones de cada dimensión (9i con 9o, p con o, etc"); el mayor índice, en ambas culturas aparece entre las dos subdimensiones de .. (.stabilidad .mocional), 3,6/ en la muestra italiana y 3"53 en la muestra española" .n cuanto a las subdimensiones de distinta dimensión, en la muestra italiana es destacable la relación e$istente entre la %erseverancia (%e) y las dos subdimensiones de .nergía, 9inamismo (3,/5) y 9ominancia (3,/1), y la que ay entre 9inamismo y !pertura a la e$periencia (3,/5)" !lgo similar ocurre en la muestra española (índices de 3,/5 con 9i y de 3,/2 con 9o, y 3,1 en la relación 9i:!e), y se destaca la muestra !e con la ooperación (3,/3)"
.n el área de las dimensiones, es la !pertura 7ental (!7) la que, en ambas cultura, muestra relaciones elevadas con las demás, sobre todo con la .nergía O y con la !fabilidad (!)" .stas correlaciones resultan congruentes con las ipótesis con respecto a las cuales se a construido el +-, y de acuerdo con las principales aportaciones de la investigación sobre los cinco grandes factores" uando en este tipo de análisis se controla la posible influencia del se$o (es decir, se reali@a independientemente para cada se$o), los resultados pueden mostrar aspecto diferenciales" La tabla !"1 presenta las matrices de intercorrelaciones de los dos se$os en la muestra española, entre las subdimensiones, las dimensiones y la escala de 9istorsión" .n la mitad superior (por encima de la diagonal) están los datos referidos a varones y en la mitad inferior se encuentran los datos de las mu&eres" !l introducir en los cruces tanto las subdimensiones como las dimensiones, aparecen índices sobrecargados de correlación espuria; son aquellos en los que una subdimensión se relaciona con la dimensión a la que pertenece; gran parte de esa correlación es debida al fenómeno de solape; ese es el caso, por e&emplo, los elevados índices (iguales o superior a 3"3) entre el ontrol de las emociones o los impulsos y a dimensión de .stabilidad .mocional" %or otra parte, aunque la tabla presenta algunas peculiaridades propias de cada se$o, ay una gran similitud de cone$iones, como lo muestran los resultados que se incluyen en el apartado 2"*" on las dos muestras obtenidas en procesos de selección (con la versión en español y en catalán), se repitió este tipo de análisis y los resultados de cada se$o se encuentran en las tablas !"6 y !"5; en ambos casos los varones ocupan la mitad superior dereca de la tabla" 2"6 4!LC9.P C8?.H8!F .D?H#?#H! !?IHC!L .l análisis de la estructura factorial del cuestionario se a llevado a cabo tomando como variables de base para el análisis factorial las puntuaciones directas obtenidas por los su&etos en cada una de las die@ subdimensiones en la muestra de la adaptación española ('1) del instrumento" .ste procedimiento (que en esencia guarda relación con el concepto de =puntuación agregada>), encuentra su propia legitimación en una serie de contribuciones que an puesto de manifiesto su valide@ y utilidad" .n concreto, el uso de la puntuación agregada con respecto a cada uno de los elementos garanti@a una mayor fiabilidad y coerencia interna de las puntuaciones obtenidas en una escala" La matri@ de los coeficientes de correlación entre las die@ subdimensiones de la muestra española (mitad inferior i@quierda de la tabla !"/), fue sometida a análisis factorial mediante la técnica de factores principales, implementada con los programas para el análisis factorial desarrollados por !"L" omrey" omo estimación inicial de la comunalidad para cada variable se a tomado el coeficiente de correlación más elevado mostrando con las nueve variables restantes" La solución factorial fue iterada die@ veces sucesivamente para estabili@ar parcialmente la estimación final de la comunalidad" De e$tra&eron cinco factores principales antes de que el procedimiento convergiera, indicando que ningAn otro factor podía ser e$traído" La matri@ no rotada fue sometida a rotación ortogonal utili@ando el método ?andem riteria" .ste método permite rotar ortogonalmente una matri@ de saturaciones en base a las informaciones contenidas en la matri@ de correlaciones entre las variables anali@adas" .n concreto, este procedimiento se articula en dos fases" La primera (criterio C) permite distribuir la
varian@a e$traída entre el menor nAmero posible de factores con la condición de que las variables que aturan en un mismo factor deben estar correlacionadas" La segunda fase (riterio CC) se aplica usualmente a la matri@ de saturaciones obtenidas mediante el criterio C y permite distribuir la varian@a e$traída entre los factores con el fin de apro$imar los datos a una solución del tipo =estructura simple>, con la condición de que las variables que no están correlacionadas no deben aparecer en un mimo factor" on respecto a otros criterios de rotación (como el criterio 4arima$) el ?andem riteria permite obtener soluciones factoriales más =limpias> y representativas de las relaciones e$istentes entre las variables medidas" La aplicación del riterio C a los datos de la muestra española confirmó la presencia de cinco factores subyacentes a las die@ subdimensiones, La matri@ rotada mediante el riterio C fue posteriormente sometida a rotación mediante el riterio CC" .l resultado se presenta en la tabla !"*, en la parte i@quierda de la mitad superior; además de las comunalidades ( ) la tabla sólo recoge en centésimas las saturaciones iguales o superiores a 3,1, de modo que los resultados principales aparecen más destacados" .l con&unto de los cinco vectores e$plica el 150 de la varian@a total (4? 0,Altima fila de la tabla) de la matri@ de intercorrelaciones" omo se a empleado una rotación ortogonal no se indican en la base las intercorrelaciones de los factores e$traídos" 9e e$amen de los resultados de este análisis se puede apreciar una confirmación sustancial de las estructura de cinco dimensiones" ada una de las pare&as de subdimensiones, de eco, presentó saturaciones elevadas principalmente en un mismo factor, y saturaciones ba&as o nulas en los otros factores" 8o obstante, se observa igualmente que algunas subdimensiones presentaron saturaciones secundarias apreciables en otras dimensiones distintas a las teóricamente esperables" .ste es el caso de 9inamismo (subdimensiones de .nergía) que saturó también en las dimensiones de !fabilidad (3,2') y !pertura 7ental (3,23); ooperación (subdimensión de !fabilidad) tiene también saturación en !pertura 7ental (3,2); %erseverancia (subdimensión de tesón) aparece también con peso en .nergía (3,25); y !pertura a la .$periencia (subdimensión de !pertura 7ental) presenta saturación secundaria en .nergía (3,2/)" La estabilidad de la solución factorial obtenida factori@ando la '3 subdimensiones a sido anali@ada calculando el coeficiente de congruencia (Jarman '56) entre las soluciones factoriales obtenidas con la muestra española y las logradas con las muestras italiana y americana" Los coeficientes de congruencia así obtenidos se presentan en la tabla !", donde puede observarse que la estructura factorial presenta una muy significativa estabilidad, tomando datos procedentes de conte$tos culturales y lingQísticos diferentes" !dicionalmente, los datos procedentes de las submuestras de ombres y mu&eres (cuyas matrices de intercorrelaciones se an recogido en la tabla !"1), fueron sometidas a sendos análisis factoriales, pero tratando aora las matrices de saturaciones factoriales mediante rotación oblicua, a fin de recoger las relaciones e$istentes entre los distintos factores" Los resultados de ambos análisis factoriales son muy similares a los obtenidos en la muestra total (véanse las partes central y dereca de la mitad superior de la tabla !"*)" La varian@a e$plicad (4?0) a descendido un poco (al 110 entre los varones y al 10 entre las mu&eres), pero las cinco dimensiones principales del +- vienen definidas con claridad por sus componentes o subdimensiones, y los resultados son e$tremadamente similares en los dos se$os"
9eba&o de la solución factorial de cada se$o se muestran las correlaciones entre los cinco factores y, como era de esperar, los índices son bastante similares a los encontrados en las respectivas dimensiones empíricas (datos de la mitad dereca de la tabla !"/) %ar completar este tipo de información sobre la estructura factorial del +- en una muestra obtenida en procesos de selección, se an sometidos a análisis factoriales tanto la muestra total como la de cada se$o y los resultados se ofrecen en la mitad inferior de la tabla !"*" .n esta ocasión, en ve@ de los factores principales, se a preferido en método de los componentes principales para buscar una me&or definición factorial" .n realidad, los resultados son muy similares a los obtenidos con la muestra de adaptación (mitad superior de la tabla !"*), y con este método se logra e$plicar una mayor proporción de varian@a total comAn, un 510 de la misma" omo l rotación a sido también de tipo oblicuo, en la base de los recuadros con las saturaciones se ofrecen las matrices de intercorrelaciones de las cinco dimensiones" .n estos Altimos análisis (de componentes principales y solución oblicua), los factores resultantes muestran intercorrelaciones bastante altas, como las e$istentes entre la .nergía y la !fabilidad con la !pertura 7ental; el lector no debe olvidar que en estos análisis las dimensiones o factores vienen definidos como factores, en ve@ de cómo escalas, que es el uso normal que puede acer quien aplica el cuestionario en una labor práctica profesional" 2"5 IHH.L!CI8.D I8 IHID ?.D?D ! fin de estudiar la valide@ de constructo del +-, en la adaptación española se an anali@ado ( en diferentes son muestras de su&etos) las relaciones entre sus dimensiones y las de otros cuestionarios que miden rasgos de personalidad omólogos, análogos o diferentes a los medidos por el +-" .n la tabla !"'3 se resumen los resultados de los análisis de relación entre las cinco dimensiones del +- y la escala de distorsión y las variables medidas por los siguientes instrumentosF •
•
• •
•
•
R!D.:J" .ste Cnventario es una revisión del R!D., adaptación española del RenGins !ctivity Durvey para estudiantes, que permite medir los componentes de ompetitividad (omp), Dobrecarga laboral (Dobl), Cmpaciencia (Cmp) y Jostilidad (Jost), además de una medida global de %atrón de onducta ?ipo:! (?:!) .%-" 4ersión en español del .ysencG %ersonality -uestionnaire, que incluye los factores 8euroticismo (8), .$traversión O, %sicoticismo (%) y una escala de Dinceridad (D) D?!C:H .scala de rasgo del Dtate:?rait !n$iety Cnventory .scala de Dusceptibilidad .mocional (.D.), .scala de irritabilidad (.C), 8ecesidad de reparación (8H), 7iedo al castigo (7)" Humiación (H#7) y !ctitud ?olerante acia la violencia (?4)" .stos instrumentos son una versión española de las escalas desarrolladas por aprara et al, para la medida de la conducta agresiva" LI? 4ersión española del Life Irientation ?est, que permite la medición de diferencias individuales en Iptimismo" C7 4ersión española de la .scala de Jostilidad de ooG y 7edley
.n la tabla !"'3se an señalado como n"s" los índices no significativos, sólo se an incluido los que an resultado significativas, y se an señalado con un asterisco os que lo son al nivel de confian@a del '0 Los datos obtenidos, además de mostrar una elevada valide@ convergente de las escalas de +-, ponen de relieve su valide@ discriminante, corroborarada por la ausencia de correlaciones elevadas con dimensiones relativas a diferentes características de la personalidad" 2"* C8L#.8C! 9. L! .9!9 E .L D.SI .n algunos de los párrafos anteriores se an presentado diferencialmente los resultados del +- en relación al se$o (en la tabla !"2 se an obtenido los estadísticos básicos de ambos se$os en diferentes muestras, tanto de la primera adaptación como de la segunda tipificación)" .n este apartado, además, se quiere anali@ar también la influencia de la edad" .n la muestra total de adaptación, los 123 varones tenían edades comprendidas entre los '5 y 6/ años (7edia M 2',' y 9t M ,/2), mientras que las 56* mu&eres presentaban edades de '* a 53 años (7edia M 2', '' y 9t M ,5/)" !nali@ada la distribución de la edad en toda la muestra, se obtuvieron los puntos cuartiles y cada submuestra se dividió en cuatro grupos (los grupos cuartiles) con, apro$imadamente, un 10 de casos en cada grupo" .n la clasificación de ambos se$os se an mantenido los mismos rangos de edadF de '5 a / años, de 1 a23 años, de 2' a 26 años y de 25 y más años" .n cada uno de los oco grupos se obtuvieron los estadísticos básicos (media y desviación típica) en las die@ subdimensiones, en las cinco dimensiones y en la escala de 9istorsión" Los resultados se presentan en la tabla !"'' .stos análisis se completaron con análisis de varian@a de las cinco dimensiones y de la escala 9, y tomando el se$o de los su&etos como variable de clasificación" Los principales resultados de estos seis análisis de varian@a indican que los varones presentan puntuaciones más elevadas que las mu&eres en la escala .. (.stabilidad .mocional, con una ra@ón critica M 2/,22, muy significativa), mientras que estas presentaron puntuaciones más elevadas que los varones en las escalas ! (!fabilidad, M 1,/1, muy significativa) y 9 (9istorsión, M 2,*/, ra@ón crítica significativa sólo al 10)" %or Altimo, no emergen diferencias significativas entre varones y mu&eres en .nergía ( M 2,12), ?esón ( M ,1) y !pertura 7ental ( M 3,56) 8aturalmente, cuando las diferencias observadas an resultado significativas eso índica que también son diferentes as subdimensiones que componen esa dimensión, o al menos una de ellas" %ara ver esto de un modo gráfico y tener una visión comparativa con los resultados obtenidos en la muestra original (italiana), se calcularon las puntuaciones diferenciales típicas @ de cada se$o y variable en ambas culturas y los gráficos de cada cultura se proyectaron en un solo gráfico" !sí se obtuvo la figura 2" comentada anteriormente" .n las figuras 2"2 y 2"/ e an obtenido los perfiles de los dos se$os en la muestra original y española, tomando como estadísticos básicos los de la muestra total de cada cultura" La aparición de estas diferencias interse$os aconse&ó la elaboración de baremos separados para su empleo con los varones y con las mu&eres
2" L! .D!L! 9. 9CD?IHDCT8 .sta escala mide la deseabilidad social, ese estilo de respuesta que el su&eto puede poner en &uego para mostrar unos aspectos favorables de su personalidad y eludir los menos favorables, esa deseabilidad social no afecta por igual a todas las variables del +-" .n la tabla !:1 (comentada en el apartado 2"1) se an incluido las relaciones de la escala 9 con todas las del +-; vienen e$presadas en centésimas (sincero ni coma decimales); e$traídas de dica tabla para presentarlas y comentaras aquí, se incluyen en el cuadro 2"' uadro 2"' relaciones de 9 con las variables del +De$o 4arón 7u&er
9i 1 '/
9o '' /
p :''
D#+9C7.8DCI8.D o .s %e e '2 '2 '' 6 '' '2 3
i 2 23
!c ' :
!e :1 :6
. ''
9C7.8DCI8.D ! ? .. !7 '/ '1 5 :1 ' '/ 2 :
Las variables más afectadas por 9istorsión son las que definen una falta de 8euroticismo, es decir las que apuntan a .stabilidad .mocional (..) y sus componentes ontrol de las emociones (e) y ontrol de los impulsos (i)" .s curioso observar que, entre los dos subdimensiones de .nergía, los varones presentan mayor deseabilidad social por dominancia, mientras que las mu&eres lo acen por 9inamismo" !sí mismo, son diferentes ambos se$os a la ora de inclinarse por distorsionar los dos componentes de !fabilidadF en ooperación ay una relación negativa y significativa entre los varones (como sui para ellos fuera socialmente poco deseable ser cooperativo y privase la independencia), mientras que las mu&eres destacan se deseabilidad social en ordialidad" .n ambos se$os ay una pequeña relación positiva entre 9istorsión y variables tesón (.scrupulosidad y %erseverancia), y es nula en los dos componentes de !pertura 7ental" .stas relaciones anteriores aumentan significativamente cuando se anali@an en una muestra de su&etos en un proceso de selección, en el cual siguen observándose diferencias interse$os, tal como muestran los índices del cuadro 2" que viene a continuación" uadro 2" relaciones de 9 con las variables del +- en procesos de selección De$o 4arón 7u&er
9i 5 '6
9o '6 '3
p '/
D#+9C7.8DCI8.D o .s %e e 23 '3 3 23 * 1 ' 26
i /6 /5
!c 1 '/
!e :1
. 6 '1
9C7.8DCI8.D ! ? .. !7 6 '5 / 3 '/ /1 6
%ara conocer un poco más a fondo la estructura interna de esta escala y variable, los ' elementos de la escala 9 an sido sometidos a varios análisis (de consistencia interna y de tipo factorial), tanto en la muestra de adaptación (8 M '"*) como en la de selección con la versión en catalán (8 M "12*)" .n cuanto 2"2 se resumen, en centésimas, los coeficientes de correlación biserial puntual de los doce elementos con la puntuación obtenida en la escala 9, en los dos se$os de la muestra de adaptación (!) y de la de selección (D)" Los índices del cuadro 2"2 evidencian una buena consistencia interna de la escala 9, tanto en la
muestra de adaptación cm en la de selección, aunque en algunos de sus elementos se observan comportamientos diferenciales entre ambos tipos de muestra"
uadro 2"2 onsistencia interna de los elementos de la escala 9 Urupo !: 4arón !: 7u&er D: 4arón D: 7u&er
.6 .' .'* ./ .23 .26 .*3 .*1 . .'3' .''2 /5 2* / /2 /* /6 21 // /3 2* /
.'5 //
/1
/1
25
26
2/
/3
2/
1'
/*
*
11
/
1/
/
/
1
16
1
/5
/6
11
15
2
12
25
1'
/6
15
16
26
15
/'
63
61
26
! continuación y sólo en la muestra total de ambas muestras (de adaptación y con la versión en catalán), los elementos an sido sometidos a sendos análisis factoriales; en estos se an definido dos factoresF en el primero, la deseabilidad social parecen apuntar a aspectos muy relacionados con el EI (como en el elementos ='*" Diempre e resuelto de inmediato todos los problemas que e encontrado>), mientras que el segundo la deseabilidad social se preocupa por temas relacionados con los I?HID (omo en el elemento ='" Diempre e estado completamente de acuerdo con los demás>)" ! continuación, y sólo en la muestra total de ambas muestras (de adaptación y con la versión en catalán), lo s' elementos an sido sometidos a sendos análisis factoriales; en estos se an definido dos factoresF en el primero, la deseabilidad social parecen apuntar a aspectos muy relacionados con el EI (como en el elemento ='*" Diempre e resuelto de inmediato todos los problemas que e encontrado>), mientras que el segundo la deseabilidad social se preocupa por temas relacionados con los I?HID (como en el elemento =" Diempre e estado completamente de acuerdo con los demás>)" .n el =Eo> se aglutinan los elementos '*, /, 23, *3, '3' y '5 y el factor =Itros> los seis restantesF 6, , 26, */, y ''2" Los componentes de ambos grupos podrían considerarse dos subescalas de la 9istorsión y en ellas es fácil obtener las puntuaciones de los su&etos; se a eco así en dos millares y medio de casos de la muestra catalana de selección y sus puntuaciones se an puesto en relación con las subdimensiones y dimensiones de +-" Los resultados de este análisis correlacional, en centésimas y en cada se$o (4 y 7), se encuentran en el cuadro 2"/" .l lector puede aora conocer con un poco más detalle cómo se comporta la deseabilidad social en cada se$o en un proceso de selección" uadro 2"/ Helaciones de subescalas 9 con baribaes del +- en procesos de selección" De$o 4:yo 4:otros 7:Eo 7:otros
9i 26 ' 6 3
9o 1 '1
p 3 1 '1 :'
D#+9C7.8DCI8.D o .s %e e 2 '3 * 21 * 5 ' 2/ ' ' 2 '2 * '2 1
i // 2* // 25
!c 23 '/ '1
!e '6 3 / :'2
. 26 * 1 '
9C7.8DCI8.D ! ? .. 23 /2 '6 2 23 ' // * '2 2/
!7 5 ' :
Di anteriormente en el cuadro 2" se a observado que la relación significativa de la escalad con los componentes de es mayor con el 9inamismo que con la 9ominancia, y en mayor grado entre los varones, aora en el cuadro 2"/ se constata que la relación aumenta en la subescala Eo y casi desaparece (sobre todo en las mu&eres) en la subescala Itros, como si la deseabilidad de la .nergía (la dimensión que subyace al 9inamismo y a la 9ominancia) se apoyara fundamentalmente en los componentes que acen referencia al yo" .sta estructura de relaciones se invierte (y se apoya más en la escala Itros) en las dos subdimensiones (ooperación y ordialidad) del ?esón" Di el lector sigue anali@ando por su cuenta la información incluida podrá comprobar que dico cuadro 2"/ es muy ilustrativo para conocer me&or la estructura psicológica de la escala 9"
2"'3 !%!C9!9 9CDHC7C8!?C4! 9.L +- .8 #8%HI.DI 9. D.L.CT8 De an aprovecado los resultados de una de las muestras obtenidas en un proceso de selección (8 M "12*), la recogida con la versión en catalán, para conocer el comportamiento del instrumento en esas situaciones en las que el su&eto (candidato para lograr un puesto de traba&o), responde a sus elementos teniendo en cuenta que los resultados pueden ayudar a decidir su candidatura" .n primer lugar se an puesto en paralelo los estadísticos básicos de los varones (8 M "53) y mu&eres (8 M 6*) de esta muestra de selección (D) con los obtenidos en la primera muestra de adaptación (muestra ! con 123 varones y 56* mu&eres, en cuyos su&etos se supone que no intervino la situación de selección profesional), y se an determinado los perfiles numéricos diferenciales de la mu&er (comparado sus resultados con los obtenidos por los varones de su misma muestra)" .n e apartado 2"* y en la figura 2"/ se a presentado el perfil de cada se$o comparando sus resultados con los de la muestra total de adaptación (8 M '"*)" De an observado algunas diferencias y la mu&er obtiene puntuaciones mayores de !fabilidad y sus dos componentes, ooperación y ordialidad, e inferiores en .stabilidad .mocional y sus componentes, ontrol de las emociones y ontrol de los impulsos" !ora, se a repetido el análisis diferencial pero empleando los estadísticos de los varones como término comparativo; los resultados se encuentran en las dos primeras columnas del cuadro 2"1 en puntuaciones =@>; la primera columna presenta los apuntamientos de los rasgos de la mu&er en el grupo ! (!daptación); los principales destaques repiten lo indicado al principio de este párrafo, que ellas son más afables (! y sus componentes p y o) pero menos estables emocionalmente (.. y sus componentes e y i)" omparadas con los varones del grupo de selección (D) las mu&eres destacan algo en sus dimensiones de ?esón (? y en sus subdimensiones .s y %e) y de !pertura 7ental (!7, pero sólo en la subdimensión de !pertura a la e$periencia, !e)" .n el caso de la .nergía (.), las mu&eres no muestran diferencias porque se anulan sus apuntamientos en las subdimensionesF superan los varones en 9inamismo pero son inferiores a ellos en 9ominancia"
4ar 9i 9o
La mu&er en el V Urupo ! 3,3 :3,*
Urupo D 3,5 W :3,2' M
.l candidatoV 4arón 3,55 3,1/
7u&er 3,3 3,/
p o .s %e e C !c !e . ! ? .. .7 9
3,' 3, 3,33 3,'1 :3,2' :3,23 3,32 3,31 :3,'' 3,23 3,3 :3,22 3,31 3,''
:3,3' : :3,'' : 3,'/ : 3,2 W :3,'6 : 3,3* : 3,3* M 3,* W :3:3 : :3,35 : 3,5 W :3,35 : 3,' W 3,'' M
3,2 3,1* ',16 3,32 3,/6 ',55 3,1/ 3,1 3,5* 3,** 3,/ ', 3,/5 3,2'
3,6 3,'2 ',1/ 3,'/ 3,16 ,'* 3,6/ 3,/5 3,*1 3,/6 ',32 ',/5 3,61 3,21
9entro de la segunda columna se a añadido un signo (W o :) para indicar el cambio de intensidad en relación con lo obtenido en la muestra adaptación; el signo =W> indica que en el proceso de selección las mu&eres se ale&an más de los varones, se a anotado un signo =M> para indicar que el cambio a sido pequeño o nulo; y el signo =:=para indicar que en el proceso de selección las mu&eres se ale&an menos de los varones" .n las otras dos columnas de cuadro 2"1 se ofrecen las puntuaciones diferenciales (también en puntuaciones =@>) de los varones y de las mu&eres cuando son candidatos en un proceso de selección y se comparan con los de su mismo se$o en la muestra de adaptación" #na primera apreciación de estas dos columnas es que ambos se$os an elevado sus puntuaciones y casi todas las subdimensiones (se e$ceptAa la %erseverancia, %e)" .s decir, cuando las personas están en un proceso de selección procuran presentar una =buena imagen>, probablemente a consecuencia de la deseabilidad social o la distorsión motivacional" #na prueba de ello es que las puntuaciones de la escala 9 an aumentado, y los dos Altimos índices de las dos Altimas columnas muestran un aumento significativo en ambos se$os en relación con la muestra de tipificación" ?odos estos resultados de los análisis muestran la necesidad de elaborar baremos separados con esta muestra de selección" -ui@ás no queda muy claro si también es necesario acerlo de modo separado para cada se$o" .n mucas ocasiones el profesional que aplica el +- no se plantea acer diferencias interse$os cuando los candidatos compiten para un mismo puesto de traba&o; en estos casos podría ser más interesante disponer de un baremo en el que estuvieran reunidos ambos se$os" Di resultara conveniente el uso de un baremo a partir de la reunión de ambos se$os, se plantea también la duda de la proporción en la que debería entrar cada uno de los se$os, y si abría que atender más a la población específica (sea de oficiales administrativos o de personal de almacén) que a la población general española" .l parecer del 9epartamento de CW9 de ?.! .diciones es que el baremo debe ser Anico para la población general (pero diferenciando ambos se$os), pues los baremos específicos construidos de la población general podrían introducir más confusión que claridad a la ora de determinar las características personales de una persona que a contestado al +-, lo cual no es óbice que se cono@can los perfiles diferenciales de estos subgrupos cuando sus resultados se comparan con los contenidos en la población general" %or e&emplo, se puede aber contrastado en un estudio que los vendedores muestran mayor energía (. y sus componentes) que la población general, como se sabe que los &ugadores de baloncesto tienen mayor estatura, pero eso no e$ige que aya un baremo específico para los vendedores en el
caso ., ni tampoco es necesario un baremo de estatura para los &ugadores de baloncesto; lo interesante es conocer ese destaque (y si cuantía, tanto en los vendedores como en los &ugadores de baloncesto), y obrar en consecuencia cuando se mide un vendedor o un &ugador de baloncesto" %or todo lo anterior, se a decidido elaborar un baremo separado para cada se$o y otro para la reunión de ambos se$os, tanto en la muestra con la versión en español como la obtenida con la versión en español como la obtenida con la versión en catalán; dicos baremos se encuentran en las tablas +"' a +"' en el !péndice +" inalmente, para ofrecer una visión gráfica de la personalidad de las personas en los procesos de selección, la figura 2"1 muestra los apuntamientos de los varones (línea continua) y de las mu&eres (línea e tra@os) de esta muestra catalana en las dimensiones y subdimensiones del +- cuando sus puntuaciones medias se interpretan con los estadísticos normativos obtenidos con la primitiva muestra de adaptación ('1)" .8 el gráfico puede observarse que tanto los varones como las mu&eres elevan significativamente la !fabilidad y su componente ooperación, asta situarse enel nivel o categoría calificado como =7uy alto>"
