ARTÍCULO DE INVESTIGACIÓN
Escala de timidez revisada
(ETR-13): propiedades psicométricas en adolescentes peruanos
Revised Shyness Scale (ETR-13): Psychometric Properties in Peruvian Adolescents
Lincol Orlando
Olivas-Ugartea,*
https://orcid.org/0000-0001-7781-7105
Christabel Salome
Cipriani-Delgadoa
https://orcid.org/0000-0003-2008-1891
aUniversidad César Vallejo, Perú
Autor corresponsal
Para citar este artículo:
Olivas-Ugarte, L. O., &
Cipriani-Delgado, C. S. (2022). Escala de timidez revisada
(ETR-13): propiedades psicométricas en adolescentes peruanos.
Liberabit, 28(1), e506. https://doi.org/ 10.24265/liberabit.2022.v28n1.03
Resumen
Antecedentes: la timidez puede interferir con el normal desarrollo
de las relaciones sociales durante la adolescencia, y afectar negativamente el autoconcepto en la etapa escolar; por lo tanto, es necesario contar con instrumentos de medición válidos, confiables, equitativos, y con
datos normativos para su adecuado uso en el contexto peruano.
Objetivo: esta investigación instrumental tuvo el propósito de analizar las propiedades psicométricas de la escala de timidez revisada
ETR- 13 y elaborar
datos normativos para su aplicación en adolescentes de Lima Metropolitana. Método: participaron 500 adolescentes, 205 hombres (41%) y 295 mujeres (59%),
entre 12 y 17 años (M = 14.65, DE = 1.60). Resultados:
los resultados del análisis factorial
confirmatorio mostraron valores aceptables para un modelo de segundo orden: /gl = 1.41, CFI = .996, TLI = .995,
RMSEA = .029 y SRMR = .035. La validez convergente se verificó con la escala de ansiedad social para adolescentes (SAS- A) (r =
.674; r2 = .25) y la
validez divergente con la escala de autoconcepto académico
(EAA) (r = -.436; r2 = .19). En consecuencia, la confiabilidad se obtuvo por el coeficiente omega
ordinal para la escala general ( = .90) y sus dos factores respectivamente: = .89 y = .77. Conclusiones: el análisis de invariancia factorial permitió
demostrar la equivalencia del instrumento por sexo y edad (CFI < .01, RMSEA < .01). Por lo tanto, se concluye
que la ETR-13 reúne adecuadas
propiedades psicométricas para evaluar la variable timidez
en la población objetivo.
Palabras clave: escala ETR-13; adolescencia; validez; confiabilidad; equidad.
Abstract
Background: shyness can interfere
with the normal development of
social relationships during
adolescence, and negatively
affect self-concept during schooling; therefore, it is necessary
to have valid, reliable, equitable measuring instruments and normative conditions for their appropriate use in the Peruvian context. Objective: this instrumental research aimed at analyzing the psychometric properties of the
Revised Shyness Scale (ETR- 13) and generating normative data for its application in adolescents from Lima Metropolitan Area. Method: five hundred
(500) adolescents aged between 12 and 17 (M = 14.65, SD = 1.60) participated in the study, out
of which 205 (41%) were males and
295 (59%) females. Results: the
results of the confirmatory factor analysis
showed acceptable values for a second-order model: /df = 1.41, CFI = .996, TLI = .995, RMSEA = .029 and SRMR = .035. Convergent
validity was verified with the
Social Anxiety Scale for Adolescents (SAS-A) (r
= .674; r2 = .25) and divergent validity with the Academic Self-Concept Scale (EAA) (r = -.436; r2
= .19). Consequently, the reliability was obtained by the ordinal omega coefficient for the general scale ( = .90) and its two factors ( = .89
and = .77). Conclusions: a factorial invariance
analysis made it possible to
demonstrate the equivalence of the instrument by sex and age (CFI < .01,
RMSEA < .01). Therefore, it is concluded that ETR-13
has
adequate psychometric properties to evaluate the shyness variable in the target population.
Keywords: ETR-13 scale; adolescence; validity; reliability; equity.
Introducción
La timidez es
una respuesta naturalmente humana, universal, presente en una variedad de situaciones
sociales y su prevalencia varía según los contextos culturales (Afshan
et al., 2015). Asimismo, existe
una diferencia entre los países
con una cultura
colectivista e individualista sobre la perspectiva de esta variable (Chen, 2018). En este
sentido, algunas culturas de América Latina, incluido el Perú, se identifican
con las demandas de asertividad social, metas
compartidas, trabajo en equipo y se percibe a
la timidez con una serie de actitudes
implícitas negativas para las
prácticas de socialización (Krieg & Robinson, 2018).
Según Schmidt et al. (2017), la timidez aparece en la primera
infancia siendo percibida como un miedo a lo
desconocido que puede resultar
peligroso. Ante ello, Chico (2016)
señala que a partir de los 6 años el niño se autodenomina como tímido. Luego, en la adolescencia hay un incremento del 50% de las personas
que se autoafirman tímidas y, por último,
al terminar esa etapa los datos permanecen
más o menos estables, en torno al 40% de sujetos que se consideran tímidos. Por lo tanto, la timidez tiene un mayor alcance en la adolescencia, debido al periodo
dinámico de maduración y cambios en
diferentes dominios, incluida la
personalidad, las relaciones interpersonales y la formación de identidad (Bowker et al., 2019).
Análogamente, Mjelve et al. (2019) afirmaron que en
el contexto educativo los adolescentes tímidos
pueden ser el objeto de vulnerabilidad. Según Coplan y Rudasill (2018), los resultados de las investigaciones han
demostrado que afectan a muchos
estudiantes, con cifras desde
el 10% al 15% y hasta el 50%. En esa línea, la timidez ocasiona progresivamente la aparición de la autoconciencia, y las emociones
conscientes y cogniciones, tales como
la vergüenza, las respuestas de
miedo y una mayor sensibilidad a la crítica y al rechazo (Baardstu et al., 2019).
Por ello, experimentan un enfoque social conflictivo de aproximación-evitación
a la motivación de integrarse a las actividades con sus compañeros (Kalutskaya et al., 2015).
Seguidamente, algunas investigaciones
sugieren que la timidez obstaculiza el rendimiento académico del adolescente (Bayram-Özdemir et al., 2017; Crozier, 2020; Evans & Ennis, 2017). Por lo cual, los estudiantes tímidos suelen presentar un bajo promedio en las pruebas de participación verbal (Rudasill et al., 2014),
tienen problemas en su autoeficacia para la resolución de problemas novedosos, memoria de trabajo
y el uso de conocimientos previamente adquiridos
(Nikel et al., 2020). También, los adolescentes que reportan más altos niveles
de timidez revelan un menor
conocimiento pragmático (Nilsen et al., 2020),
poca creencia en sus habilidades cognitivas (Liu et al., 2019) y un autoconcepto negativo ante las competencias matemáticas (Viljaranta et al., 2020).
Por otro lado, existen algunos términos que tienden a confundirse con la
timidez, por ello, es necesario hacer
ciertas precisiones (Jones et al., 2014). Así, la timidez es un estado emocional
temporal caracterizado por la incomodidad al relacionarse socialmente, mientras que la fobia social
es una condición crónica e incesante por el miedo al escrutinio de otros originando un deterioro funcional en la vida cotidiana (Blöte et al., 2019; Lemyre et al., 2018). En consecuencia, las tasas de prevalencia de
la timidez se estiman en 61%, en contraste
con las de fobia social al 7%, ya que la timidez tiene varios
factores que pueden ayudar a explicar
su heterogeneidad dentro de la psicología (Tsui et al., 2017).
También, en el lenguaje cotidiano hay términos que se confunden como sinónimos
de la timidez, por ejemplo, introversión, aislamiento social e insociabilidad; pero no suelen ser parte del constructo.
De acuerdo con Coplan y Rudasill (2018), el sujeto introvertido no siempre rehúye de la interacción social
por mostrar signos de ansiedad, sino
que les agota el hecho de socializar. A su vez, el aislamiento social es una forma de retraimiento social que algunas
personas adoptan como consecuencia de una disrupción emocional (Brinthaupt, 2019). De la misma manera, la timidez se opone a la insociabilidad, ya que la mayoría de los
tímidos desea estar en situaciones sociales, aunque les pueda causar tensión, incomodidad y se
muestren inhibidos (Tang et al., 2016).
Igualmente,
existen diferentes tipos de
timidez. Por ejemplo, Litwinski (1950) describió dos tipos de timidez: una forma activa,
que implicaba evitar crónicamente
las situaciones sociales; y una forma pasiva,
que surgía de situaciones novedosas. Luego,
Buss (1986) identificó dos subtipos de timidez
en la infancia: la timidez temerosa,
que aparece alrededor de los 6 a 9 meses de edad, como una extraña cautela que caracteriza a esta edad; y la
timidez consciente de sí mismo que
surge alrededor de los 3 a 4 años,
coincidiendo con la autoconciencia y la capacidad de asumir la perspectiva de otros (Buss & McDoniel, 2016).
Posteriormente, Colonnesi et al. (2014) clasifican la timidez como una
emoción de expresiones negativas y
positivas. Por un lado, la timidez negativa
impide la experiencia social ocasionando niveles altos de ansiedad social
y miedo conductual. Por otro, la
timidez positiva se caracteriza por
un nivel bajo de ansiedad social y una mayor
sociabilidad. Asimismo, Poole et al. (2018) postularon dos tipos de timidez en la adolescencia:
la timidez temerosa/autoconsciente de
la infancia, y la timidez evitativa/conflictiva.
En este caso, Schmidt y Poole (2019) señalaron
que la timidez evitativa estará mantenida
por el miedo y la sociabilidad temperamental, mientras que la timidez conflictiva se encontrará relacionada por el autoconcepto, la necesidad
de afiliación social, y las recompensas de socialización; además,
ambos subtipos pueden superponerse
e influirse mutuamente.
Según
las teorías psicobiológicas, la timidez parece
tener una predisposición genética (Gunther et al., 2020), y un mecanismo fisiológico
subyacente desde la primera infancia, puesto que este periodo se encuentra
caracterizado por la reactividad
y regulación de los sistemas
biológicos con las experiencias de las emociones básicas
(Sylvester et al., 2018). En este
sentido, algunos bebés tienen un sesgo temperamental de timidez que emergen en forma de inhibición conductual ante la novedad social (Wu et al., 2020). Las contribuciones
biológicas o correlatos psicofisiológicos a la timidez
incluyen niveles altos de cortisol
matutino y diurno,
asimetría electroencefalográfica
en el cerebro frontal derecho y aumento
de la frecuencia cardíaca inicial
(Schmidt & Poole,
2018).
Por otro lado, la teoría del apego
sostiene que la construcción de
estructuras cognitivo-afectivas que el
bebé desarrolla en el primer año de vida con los padres o cuidadores (apego), influenciará en la habilidad social posterior (Coplan et al., 2020). De
esta forma, los niños con apego seguro tienen una mejor competencia social, son seguros de sí mismos y ven el mundo como un lugar para
explorar; por el contrario, los niños que desarrollan un apego inseguro tienen una baja competencia social, muestran patrones de inhibición conductual y perciben el mundo como un lugar impredecible y temible (Lewis-
Morrarty et
al., 2015).
En suma, la teoría interactiva argumenta el origen
de la timidez mediante la interacción de variables (factores genéticos y ambientales). Es decir, la timidez puede presentarse en una forma temprana
de vida, por una vulnerabilidad genética interpretado como el temperamento inhibido (Poole et al.,
2020). Luego, se correlaciona con la sensibilidad interpersonal adaptativa
que incluye las primeras experiencias de aprendizaje (contacto directo, observación e información) y las relaciones de apego
donde se reforzará o reducirá
la predisposición biológica (Sette et al., 2019).
Aunque
más recientemente, Carducci (2016) conceptualizó la timidez como la presencia
de reacciones ansiosas,
de autoconciencia excesiva
y de autoevaluación negativa que interfieren en la capacidad personal para desempeñarse con
éxito en situaciones sociales. En
esta investigación se define la
timidez como «la reacción emocional al estar con extraños o en encuentros casuales
y que puede involucrar tensión,
preocupación, sentimientos de incomodidad e inhibición de lo que normalmente se espera en un comportamiento social» (Cheek & Buss, 1981, p. 330).
Entre los instrumentos elaborados para
medir la variable timidez existen
cuestionarios en el plano internacional como la escala de reticencia social (SRS-II) de 75 ítems, la encuesta
de timidez de Stanford
de 44 ítems, la batería de socialización (BAS-III)
de 22 ítems, el cuestionario de timidez infantil
(CSQ) de 32 ítems, la escala de timidez de McCroskey (SS) de 14 ítems, y el cuestionario de timidez
(SQ) de 26 ítems. Entre estas medidas,
destaca la escala de timidez
revisada de Cheek (1983) con 13 ítems, que ha sido aplicada en diversos contextos y adaptada a numerosos países e idiomas.
A nivel internacional, Kwiatkowska et al. (2016)
realizaron un estudio
sobre una muestra
de 314 polacos de 16 a 35 años, corroborando el ajuste del modelo unidimensional: CFI = .94 y RMSEA = .067. Además,
la confiabilidad fue aceptable: = .92 y
= .91. También en Irán, Vahedi (2011) desarrolló un estudio en 300 universitarios de
pregrado, de 21 a 29 años. Los
resultados indicaron un mejor ajuste para un modelo de dos factores
correlacionados: RMSEA = .04, TLI = .94, CFI = .95 y IFI = .95.
Mientras
que la consistencia fue aceptable para la escala general
( = .82), el primer factor ( = .83),
y el segundo factor ( = .62). Finalmente, se halló que el cuestionario es invariante según el sexo.
En el Perú, Caycho et al. (2013)
ejecutaron un estudio de la ETR-13 en una muestra de
385 adolescentes y jóvenes,
entre 16 y 25 años, de Lima.
En el análisis de correlación ítem-test se eliminaron dos reactivos (IHC < .20). Mediante un análisis factorial exploratorio se extrajo un modelo oblicuo de dos factores, el primero denominado inadecuación de relaciones interpersonales con un 24.9% de la varianza,
y el segundo denominado evitación
de contacto social con 24.2%.
La confiabilidad general fue aceptable
( = .84), así como para F1 ( = .78) y F2 ( = .73).
Este instrumento, denominado ETR-13, asume la teoría
interaccionista donde la timidez se manifiesta
como una reacción emocional u rasgo de la personalidad que va a inferir en los efectos
del comportamiento, asimismo,
se considera los factores ambientales
(dinámica familiar) para su
manifestación tardía. Además,
Cheek (1983) propone un modelo unidimensional en base a tres criterios: el componente afectivo (lo fisiológico de la timidez
reflejada en la ansiedad), el componente conductual (expresiones por la inhibición del comportamiento), y el
componente ambiental (situaciones específicas de timidez).
Entre los indicadores más resaltantes se pueden resaltar:
la tensión social, la preocupación, el comportamiento inhibido, la incomodidad, la baja autoconfianza social y la ineptitud en situaciones sociales
(Cheek & Buss, 1981).
Si bien es cierto, como se ha mencionado anteriormente, Caycho et al. (2013)
ejecutaron una investigación preliminar sobre las propiedades psicométricas de ETR-13. En ese estudio, se aplicó únicamente un análisis factorial
exploratorio (AFE), por lo que no se probaron
distintos modelos de medida, tampoco se analizaron las evidencias de
equidad, y no se entregaron datos normativos para adolescentes.
Entonces, dado que la mayoría de los
estudios sobre las propiedades psicométricas de la ETR-13
se han realizado
en población adulta, particularmente en estudiantes universitarios, y ya que son
escasos los estudios en población adolescente, se hace necesario
examinar la validez, la confiabilidad y la equidad, y elaborar datos normativos para este grupo
etario. En tal sentido, esta
investigación tiene como objetivo analizar las propiedades psicométricas de la ETR-13
y elaborar datos normativos para su uso en adolescentes de Lima Metropolitana, lo que permitirá su correcta aplicación en el contexto
psicoeducativo y facilitará futuras
investigaciones sobre este tema.
En consecuencia, siguiendo un orden
secuencial se formularon como objetivos específicos: 1) realizar el análisis estadístico preliminar de los ítems, 2) analizar las evidencias de validez basadas
en la estructura interna, 3) analizar las evidencias de validez
en relación con otras variables, 4) analizar las evidencias de confiabilidad, 5) analizar las evidencias de equidad, y, finalmente, 6) elaborar
datos normativos.
Método
Diseño
Este estudio es de diseño instrumental,
dado que se analizaron las
propiedades psicométricas de un instrumento de medida psicológica (Ato et al., 2013).
Participantes
Respondieron el formulario 543 adolescentes. No obstante,
concluida la fase de recolección de datos, se depuraron
43 protocolos por la tendencia lineal
en las respuestas. Por tanto, la muestra finalmente estuvo conformada por 500 adolescentes, 205 hombres (41%)
y 295 mujeres
(59%), entre 12 y 17 años (M =
14.65, DE = 1.60), seleccionados mediante un muestreo no probabilístico por conveniencia. El 13.8% residía
en Lima Centro, el 51.6% en
Lima Norte, el 11.4% en Lima Sur, el
13% en Lima Este y el 10.2% en el Callao. Esta cantidad se considera muy buena en los de análisis psicométricos (Arafat et al., 2016).
Instrumentos
Escala de timidez revisada
(ETR-13). Fue elaborada por Cheek (1983) con 13 reactivos. Es una medida de autoinforme y la duración de
aplicación es de aproximadamente 15
minutos. Los reactivos tienen cinco
niveles de respuesta en escala ordinal (totalmente en desacuerdo = 1 hasta totalmente de acuerdo = 5), la tipificación se basa, primeramente, en invertir el puntaje los ítems inversos
(3, 6, 9 y 12) y
luego sumar el puntaje general de las respuestas como base total. Con respecto a sus propiedades psicométricas originales tuvo una correlación promedio entre ítems de .39, la consistencia interna fue de = .90, la confiabilidad mediante el test y
retest a los 45 días de r = .88, y en cuanto
a la validez de los valores del análisis factorial
exploratorio indicaron una
medida unifactorial. Respecto a la versión traducida y adaptada en el Perú,
cuenta con evidencias de validez de constructo por análisis factorial exploratorio KMO = .88, Bartlett
(p < .05), para una estructura de dos factores oblicuos, donde el primer factor tuvo un 24.9% de la
varianza total ( = .78) y el segundo factor 24.2% ( = .73).
Escala de ansiedad social para adolescentes (SAS-A). Fue desarrollada originalmente por La Greca y López (1998) con 22 ítems,
traducida y adaptada al español por
Olivares et al. (2005). En este estudio, se utilizó la versión adaptada por Jiménez et al. (2013),
que es una escala que evalúa la ansiedad social en sus tres dimensiones (FNE = miedo a la evaluación negativa, SAD-N =
ansiedad y evitación social ante
extraños, SAD-G = ansiedad y evitación
social en general) con un total de 18 ítems, 4 son distractores, por lo que no influyen
en la puntuación total. La duración de la prueba tiene un aproximado de 15 minutos y presenta cinco
niveles de respuesta (nunca = 1 a siempre = 5). Además, cuenta con evidencias de estructura interna
por análisis factorial
confirmatorio 2/gl = 215.22/74, GFI
= .95, NFI = .93, TLI = .94, CFI = .95, RMSEA =
.053
y adecuada fiabilidad en sus dimensiones FNE
( = .81), SAD-N ( = .79) y SAD-G ( = .69).
Escala de autoconcepto académico (EAA). Fue desarrollado por Schmidt et al. (2008)
con 14 ítems. Evalúa el autoconcepto académico a través
de dos subescalas: rendimiento (ítems 3, 7, 8, 9, 10, 11
y
14), y autoeficacia académica (ítems 1, 2, 4, 5, 6, 12 y 13), con un tiempo aproximado de 10 minutos, presenta cinco niveles de respuesta (1 = totalmente
en desacuerdo a 5 = totalmente
de acuerdo). La escala muestra
evidencia de validez por el análisis factorial
exploratorio mediante un modelo oblicuo
de dos factores del 43% de la
varianza total, donde el factor
rendimiento es de 23.6% y el factor autoeficacia de 19.4%.
Cuestionario de datos sociodemográficos. Es un cuestionario tipo encuesta que incluyó las siguientes variables: género, edad y zona de residencia.
Escala de
veracidad/distorsión.
Se trata de una escala
que permite conocer el grado de sinceridad del
sujeto en la situación de la prueba, contiene 10 ítems con un formato de respuesta dicotómica. Aquellos que puntúan
5 o más en esta escala probablemente están
tratando de verse bien y no son totalmente honestos
en sus respuestas.
Procedimiento
La recolección de los datos se elaboró
en un formulario virtual en el que se explicó los lineamientos generales de la investigación y de su carácter anónimo y voluntario. Luego, se incorporó el
consentimiento informado a los padres o apoderados para que autoricen a su menor hijo a participar
en la investigación. Además, se
pidió a los adolescentes su asentimiento mediante la selección
de una de las dos opciones de respuesta al iniciar la administración: Sí, acepto participar y No acepto, a fin de cumplir con los estándares éticos del estudio.
Seguidamente, se solicitaron datos
sociodemográficos como la edad, el sexo
y la zona de residencia. De igual manera, se
incluyeron los instrumentos de medición: la ETR-13, la SAS-A para medir la validez convergente, la EAA para medir la validez divergente, y una
escala de veracidad con 10 ítems para descartar
los protocolos que presentaran tendencia lineal en sus
repuestas; y se procedió con su
difusión en las distintas redes sociales.
De esta manera, se recolectaron los datos durante
cuatro meses. Una vez culminado el recojo de datos, se continuó con la depuración de
formularios según las normas de selección instauradas y se descargó en una hoja de cálculo de
Microsoft Excel para luego
ser exportados a los paquetes
estadísticos SPSS 26 y RStudio para analizar los datos.
Análisis de datos
Inicialmente, se ejecutó el análisis
estadístico de los ítems a la ETR-13, tomando
en cuenta la frecuencia, la media, la desviación estándar,
la asimetría, la curtosis, el
índice de homogeneidad corregida, la comunalidad, y el índice de discriminación (Bologna, 2013).
Segundo, se realizó el análisis de normalidad multivariada con la prueba de Mardia (1970) y se optó por utilizar la matriz de correlaciones policóricas para la estructura interna (Dominguez, 2014).
En una tercera instancia, se analizó la
estructura interna de la ETR-13
mediante un análisis factorial confirmatorio
(AFC), en el programa RStudio y el estimador de mínimos cuadrados ponderados
con media y varianza ajustada (WLSMV)
para evaluar cuatro modelos de medida
(Brown, 2006; Cupani, 2012).
Los índices de ajuste que se tomaron en cuenta son: 2/gl < 5, CFI .90, TLI .90, RMSEA .08,
SRMR .08 (Arbuckle, 2003; Hu & Bentler, 1995;
Steiger & Lind, 1980).
Seguidamente, para analizar las evidencias de validez
en relación con otras variables, se aplicó el
coeficiente de la correlación Pearson (Hernández et al., 2018), para correlacionar las
puntuaciones de la ETR-13, con
respecto a la SAS-A y la EAA, y se usaron los
criterios de Cohen (1988) para
la interpretación de los tamaños del efecto (r2): pequeño
= .01, mediano
= .10, y grande = .25.
Luego, se analizó la confiabilidad por
el método de consistencia interna mediante el coeficiente omega ordinal (Frías-Navarro, 2021; Peters,
2014), que se calcula con las cargas factoriales estandarizadas resultantes de una matriz de correlaciones policóricas (Elosua & Zumbo, 2008).
Posteriormente, se examinaron las
evidencias de equidad mediante el
análisis de invarianza factorial de
la ETR-13 en relación al sexo y edad, a nivel
configural, métrica, escalar y residual se
tomaron en cuenta los valores de los cambios
en el CFI (CFI < .01) y el RMSEA (RMSEA
< .01) (Rutkowski &
Svetina, 2014).
En último lugar, se elaboraron datos
normativos siguiendo este orden: 1) se analizó
la prueba de normalidad
de Shapiro-Wilk; 2) se calcularon los percentiles
PC10, PC25, PC50, PC75 y PC90; 3) se estimó la confiabilidad para los puntos
de corte (K2);
y 4) se establecieron categorías para interpretar las puntuaciones del instrumento (Abad
et al., 2006).
Resultados
Análisis estadístico de ítems
En primer lugar, en la Tabla 1 se
presenta la matriz de correlaciones policóricas de los ítems de la ETR-13 (ver Tabla 1).
Luego, se examinaron los ítems del
cuestionario ETR-13 que cuenta con una estructura unidimensional. Con relación al porcentaje de respuesta
(%), se obtuvo valores de 5.2 como mínimo hasta 40.4 como máximo, no superando el
80%, lo que denota que los participantes tendieron a responder
sin sesgo ni aquiescencia ni deseabilidad social
(De las Cuevas & Gonzáles, 1992). La media
entre 2.85 y 3.4 señaló que los examinados optaron por la alternativa
3 = ni en desacuerdo ni de acuerdo. Mientras
que la desviación estándar entre
1.1
y 1.3, expresó baja dispersión, ya que las respuestas de participantes son similares. Los coeficientes de asimetría (g1) y curtosis (g2) tuvieron valores dentro del rango de +/- 1.5 (Pérez & Medrano, 2010), lo que indica normalidad univariada (Bollen
& Long, 1993). El índice de homogeneidad
corregido (IHC) mostró puntuaciones por encima de
.30,
lo cual es aceptable y evidencia que los ítems
tienden a medir el mismo constructo (Shieh
& Wu, 2014). Del mismo modo, la comunalidad (h2) presentó valores superiores a .30,
demostrando que los ítems se
encontraban relacionados (Nunnally & Bernstein,
1995). Para concluir, el índice de discriminación (ID) evidenció que los ítems son menores
a p < .01, lo que indica que los ítems
tienen la capacidad de
diferenciarse (Anastasi & Urbina, 1998) (ver Tabla 2).
Evidencias de validez
basadas en la estructura interna
Se probaron cuatro modelos para evaluar la estructura
de la ETR-13, donde se obtuvo mejores índices de ajustes en el modelo oblicuo de dos factores
y en el de segundo orden (2/gl < 5, CFI >.90,
TLI > .90, RMSEA < .080 y SRMR < .080). Por un lado, si bien el modelo de dos factores correlacionados reportó
adecuados índices de ajuste, su configuración parece obedecer al efecto del método
asociado a la presencia de ítems directos e inversos
más que a un modelo teórico claramente definido.
Por lo tanto, se descarta esta propuesta (Conway,
2002). Por otro lado, se consideró más adecuado
el modelo de segundo orden para poder evaluar
la unidimensionalidad del constructo (2/gl = 1.41, CFI = .996, TLI = .995, RMSEA = .029 y SRMR = .035) (Arbuckle, 2003; Hu & Bentler, 1995; Steiger
& Lind, 1980); ya que todas las cargas factoriales () son > .50 con respecto a sus factores específicos. Además, la alta correlación entre el factor 1 y el factor 2 (r = .82) permite hipotetizar la presencia
de una variable latente general
que sería la timidez. Finalmente, las altas cargas
factoriales del factor
1 ( = .94) y el factor 2 ( = .78) respecto a la timidez
son un indicio más de la pertinencia de este modelo
de segundo orden (ver Tabla 3).
Evidencias de validez
basadas en relación con otras variables
Se analizaron las evidencias de validez de la ETR- 13 en relación con otras
variables. De modo que se encontró
relación directa, y con tamaño del efecto grande,
entre la timidez y la ansiedad social (r = .674, r2 =
.25); lo que es evidencia
de validez convergente. Asimismo, se encontró relación inversa, y con tamaño del efecto mediano, entre la timidez y el autoconcepto académico (r = -.436, r2 = .19); lo que es evidencia de validez divergente (Cohen, 1988).
Evidencias de fiabilidad
Se examinó la fiabilidad por el método de consistencia interna, cuantificándose con el coeficiente omega ordinal, dado a la naturaleza de los datos ordinales (Peters, 2014), donde la puntuación general
arrojó un = .90. Asimismo, el F1 y el F2 en base a reactivos directos e inversos
revelan un = .89 y un = .77, respectivamente. Por ello, se resalta que los valores obtenidos en la escala de timidez
revisada muestran que es un instrumento
confiable (Frías- Navarro, 2021).
Evidencias de equidad
Se realizó el análisis de invarianza
factorial de la ETR-13 según sexo y
edad, teniendo como base el modelo de
segundo orden. Asimismo, la magnitud de
los cambios en el CFI (CFI < .01) y el RMSEA (RMSEA < .01) a nivel configural, métrica, escalar
y residual fueron mínimos (Rutkowski & Svetina, 2014).
Por lo tanto, el instrumento es equivalente para hombres y mujeres de 12 a 17 años, y sus puntuaciones se deben a la variable (Messick, 1995) (ver Tabla 4).
Datos normativos
Primero, se verificó con la prueba de Shapiro-Wilk que los datos de la timidez
no se ajustan a la distribución
normal (p < .05) (Pedrosa et al.,
2015). Posteriormente, se calcularon los percentiles considerando 10, 25, 50, 75 y 95 (Moriwaki & Kamio, 2014), y se verificó
la confiabilidad para cada punto de corte con el coeficiente K2 de
Livingston (1972) (Fernández-Arata & Merino-Soto, 2014).
Por último, se elaboraron
las tablas de referencia con la interpretación de estas puntuaciones (ver Tabla 5).
Discusión
La presente investigación tuvo el interés
de analizar las propiedades
psicométricas de la escala de timidez
revisada (ETR-13) en adolescentes de Lima Metropolitana. Los resultados del análisis estadístico preliminar de los ítems
demuestran su calidad métrica
para su inclusión en el análisis factorial confirmatorio. La asimetría y la curtosis
dentro del rango de +/- 1.5 son evidencia
de normalidad univariada (Pérez
& Medrano, 2010).
Por otra parte,
el índice de homogeneidad corregida
demuestra valores
> .30, indicando que los ítems tienden a medir el mismo constructo (Shieh
& Wu, 2014). De igual manera, las comunalidades > .30 demuestran que los ítems se relacionan entre sí (Nunnally & Bernstein,
1995). Por último, el índice de discriminación (ID), estadísticamente significativo (p < .001), muestra
que los ítems tienen
la capacidad de diferenciar la mayor o menor presencia de timidez (Anastasi & Urbina, 1998).
Para la estructura interna, se
analizaron cuatro modelos
de medida con el AFC, los que indicaron una
adecuada estructura factorial
para el modelo original de un solo factor y el de dos factores
oblicuos; no obstante, se obtuvo óptimos
índices de ajuste
para la ETR-13 en el modelo de segundo orden con dos factores en base a ítems directos e
inversos: 2/gl = 1.41, CFI = .996, TLI = .995, RMSEA = .029 y
SRMR = .035. Es necesario mencionar
que la mayoría de las investigaciones previas se habían concentrado en la timidez
como tendencia general
de la personalidad; por
ello, Kwiatkowska et al. (2016) corroboran
la unidimensionalidad del cuestionario. Por otro
lado, solo se ha hallado y reportado un modelo
oblicuo, en ellos se encuentra el estudio de Vahedi (2011),
quien evaluó tres modelos y demostró superiores resultados en el modelo oblicuo
de dos factores 2/gl = 128.44/76, RMSEA = .04, TLI = .94,
CFI = .95 y IFI = .95, bajo la expresión de ítems directos e inversos para disminuir el sesgo de medida. Asimismo, no presentó una evidencia
teórica del constructo.
Respecto a la relación
de la timidez con otras variables, se ejecutó la correlación de la ETR-13
con la escala de ansiedad social
para adolescentes (SAS-
A) y la escala de autoconcepto académico en adolescentes (EAA). Se halló una relación positiva y directa entre la timidez
y la ansiedad social (r = .671; r2
= .25), lo que quiere decir que los adolescentes
que presenten un alto nivel de timidez van
a experimentar una mayor ansiedad social. Por
otra parte, se mostró una relación inversa y negativa entre la timidez y el autoconcepto académico
(r = .441; r2 =
.25), lo cual denota que los adolescentes que presenten
un alto nivel de timidez
van a experimentar un menor
autoconcepto académico. La relación entre la timidez,
la ansiedad social
y el autoconcepto académico son un tema de actual interés
en la investigación sobre adolescentes porque
contribuye a la explicación de las conductas
desadaptativas; igualmente, ambos resultados confirman
hallazgos previos en estudios
empíricos con adolescentes (Blöte et
al., 2019; Brook & Willoughby, 2017; Bayram-Özdemir
et al., 2017; Crozier, 2020; Lemyre et al., 2018; Tsui et al., 2017).
Las evidencias de fiabilidad de la ETR-13 se analizaron por el método
de consistencia interna,
que fue estimada
con el coeficiente omega ordinal debido
a la naturaleza de los datos, debido
a que tampoco se cumplió
con el supuesto de Tau equivalencia; además, por su menor
sensibilidad a la no multinormalidad de los
datos (Peters, 2014). Los resultados permitieron verificar la precisión
de la escala general ( = .90) y sus dos subescalas, el factor 1 ( =
.89) y el factor 2 ( = .77), con
aceptables valores, ya que fueron superiores
a .70. Por lo tanto, las interpretaciones de
las puntuaciones del test aplicado son confiables (Frías- Navarro, 2021). En suma, este resultado
es diferente a lo reportado por otros coeficientes. En
este caso, Kwiatkowska et al. (2016) reportaron la confiabilidad con los coeficientes alfa de Cronbach y
omega de McDonald para la escala general ( = .91 y = .92).
Asimismo, Vahedi
(2011) reportó la confiabilidad con el coeficiente alfa en el factor general
( = .82), primer factor ( = .83) y
segundo factor ( = .62). Por su
parte, en el estudio adaptado de la ETR-13 se
identificó un = .84 para la escala general
y por factores: F1 ( = .78)
y F2 ( = .73) (Caycho et al., 2013).
Las evidencias de equidad de la ETR-13 se examinaron mediante la invarianza factorial en función al sexo y la edad, teniendo como
base el modelo de segundo orden,
donde los cambios en el CFI (CFI < .01) y el RMSEA (RMSEA < .01) a
nivel
configural, métrico, escalar y residual fueron mínimos (Rutkowski
& Svetina, 2014). Por lo tanto, se puede afirmar
que las puntuaciones de este instrumento tienen el mismo significado para hombres y mujeres de 12 a 17 años, y que los
resultados de las comparaciones entre estos serían verosímiles (Messick, 1995). Por otra parte, Vahedi (2011) también encontró
equivalencia factorial según el sexo con el análisis multigrupo para el
modelo de dos factores correlacionados.
Por último, se elaboraron datos
normativos para la ETR-13 para lo
cual se analizó la distribución de los
datos con la prueba de Shapiro-Wilk (p <
.05) (Pedrosa et al., 2015). Luego, se calcularon los percentiles
considerando los puntos de corte 10, 25, 50,
75 y 95 (Moriwaki & Kamio,
2014); asimismo, su confiabilidad con el coeficiente (K2) de Livingston (1972) (Fernández-Arata & Merino-Soto, 2014), y se elaboró
una tabla de referencia. A partir de ello, con
base en las puntuaciones, se establieron las categorías: nivel muy bajo (13-21), bajo
(22-31), promedio (32-39), alto (40-52) y muy alto (53-65). No obstante,
en los estudios mencionados no se reportaron datos normativos para la interpretación de las puntuaciones de la ETR-13 en adolescentes peruanos, lo que no permitía
esta clasificación en los contextos psicoeducativo, la práctica
clínica ni en investigación de campo.
Si bien es cierto que los resultados
pueden ser coherentemente interpretables, también es importante señalar ciertas limitaciones del
presente estudio. En este sentido,
se propone ampliar el número de muestra para que sea más heterogénea, considerando un muestreo probabilístico. Por otra parte, debe considerarse el efecto del método al
aplicar el AFC, puesto que los ítems
directos e inversos de la escala ETR-13 pueden incidir
sobre los resultados. Además, falta comprobar
las evidencias de validez discriminante
y predictiva con otras escalas. Asimismo, en futuras investigaciones se recomendaría validar la ETR-13 en otras poblaciones y ejecutar la invarianza factorial con otras variables sociodemográficas.