INTRODUCCIÓN
La autocompasión consiste en ser compasivo con uno mismo (Neff, 2016),es decir ser tocado y abierto al propio sufrimiento sin evitarlo, ni desconectándose de él; a su vez, incluye un deseo de aliviar el sufrimiento y de sanarse con amabilidad e implica la compresión del dolor, de las deficiencias o de los fracasos propios sin llegar a juzgarlos (Neff, 2003a, 2003b, 2016). Este constructo posee tres componentes divididos en dos polos cada uno, que contienen una conducta compasiva contra una no-compasiva (Neff, 2016): autoamabilidad contra autocrítica (self-kindness versus self-judgment), refiere a la amabilidad y comprensión hacia uno mismo en lugar de un juicio severo o una autocrítica; Humanidad compartida contra aislamiento (common humanity versus isolation), que hace referencia que el ser humano es imperfecto y que comete fallas o errores que son parte de una experiencia más grande, en lugar de separarse de ella o aislarse; y atención plena contra sobreidentificación (mindfulness versus over-identification) que consiste en mantener los pensamientos y sentimientos dolorosos en una conciencia equilibrada en lugar de sobre identificarse con ellos (Neff, 2003a, 2003b).
La autocompasión está relacionada con variables académicas, personales, sociales y familiares. Por ejemplo, se ha encontrado asociaciones positivas con el mindfulness (Baer, Lykins y Peters, 2012), la resiliencia (Kemper, Mo y Khayat, 2015), bienestar emocional, afecto positivo, satisfacción con la vida (Bluth y Blanton, 2014, 2015; Galla, 2016), autoestima (Barry, Loflin y Doucette, 2015), gratitud y conducta prosocial (Yang Kong, Guo y Kou, 2021); y también ha mostrado una relación negativa con la depresión (Mehr y Adams, 2016), la ansiedad (Kemper et al., 2015). En adolescentes, también se ha encontrado investigaciones que evidencian una relación negativa con la ansiedad social (Gill, Watson, Williams y Chan, 2018), la sobreprotección parental (Chen, He, Cai y Fan, 2020), el rechazo parental (Chen et al., 2020), los síntomas depresivos (Pullmer, Chung, Samson, Balanji y Zaitsoff, 2019), la ideación suicida (Sun et al., 2020) y los intentos de suicidio (Sun et al., 2020), mientras que mantiene una relación positiva con satisfacción con la vida (Bluth y Blanton, 2015).
Uno de los instrumentos más utilizados para medir la autocompasión es la Self Scale Compassion (SCS) (Neff, 2003b) conformada por 26 ítems y compuesta por 6 dimensiones. Posteriormente, considerando las limitaciones de tiempo en los distintos entornos de evaluación se desarrolló la versión abreviada, la Self-Compassion Scale-Short Form (SCS-SF) (Raes, Pommier, Neff, Van Gucht, 2011), siendo conformada por 12 ítems divididos en las mismas dimensiones, que evalúa la comprensión y calidez de las personas consigo mismas cuando experimentan sufrimiento.
En cuanto a sus propiedades psicométricas el estudio original de la SCS-SF presentó adecuados índices de ajuste (RMSEA = .08, SRMR = .08, CFI = 0.97, NNFI = 0.96) en el modelo de segundo orden con 6 dimensiones correlacionadas (Raes et al., 2011) y de manera similar en otras adaptaciones (Castilho, Pinto-Gouveia, Duarte, 2015; Garcia-Campayo et al., 2014; Uršič, Kocjančič y Žvelc, 2019). Sin embargo, distintas investigaciones sugieren que la estructura más adecuada es la de dos dimensiones compuesta por un factor con ítems positivos y otro factor con ítems negativos en donde se han evidenciado adecuados índices de ajuste RMSEA <.08, CFI>.90 (Babenko y Guo, 2019; Hayes, Lockard, Janis y Locke, 2016; Kotera y Sheffield, 2020; Sutton, Schonert-Reichl, Wu y Lawlor, 2018). Mientras que, en muestra adolescente (Muris, Meesters, Pierik y de Kock, 2016), se han hallado 3 factores que explicaron el 71.44 % de la varianza. No obstante, este último presenta una limitación metodológica que corresponde al uso del Análisis de componentes principales, ya que esta técnica no hace consideración del error de medición provocando el aumento de las cargas factores así como de la varianza (Ferrando y Anguiano-Carrasco, 2010).
Con respecto a la fiabilidad de la SCS-SF estudios han reportado una adecuada consistencia interna mediante el coeficiente Alfa de Cronbach para la escala global α >80 (Garcia-Campayo et al., 2014; Kotera y Sheffield, 2020; Raes et al., 2011; Uršič et al., 2019), así como para las dimensiones que estuvieron en un rango de .45 a .86 (Babenko y Guo, 2019; Castilho et al., 2015; Kotera y Sheffield, 2020; Raes et al., 2011; Uršič et al., 2019). Sin embargo, han existido limitaciones en la utilización de este coeficiente, puesto que para emplearlo es necesario el cumplimiento de supuestos tales como la tau-equivalencia que hace referencia a la equidad de todos los ítems en sus cargas factoriales (Cho, 2016) y la unidimensionalidad que consiste que todos los ítems midan un solo factor (Tavakol y Dennick, 2011).
En el contexto latinoamericano, se han realizado pocos estudios psicométricos utilizando la escala SCS (De Souza y Hutz, 2016). Mientras que, son ausentes los estudios que utilicen el SCS-SF, sumado a ello no se han desarrollado estudios en muestra adolescente. De tal forma, surge la necesidad de realizar una adaptación de este instrumento breve para facilitar la medición de la autocompasión. Por tanto, el presente estudio tiene como objetivo analizar la estructura interna y determinar el grado de fiabilidad del SCS-SF en adolescentes peruanos.
METODOLOGÍA
Participantes
Para el estudio la muestra estuvo conformado por 365 adolescentes de los cuales 145 fueron varones (39.73%) y 220 mujeres (60.27%) cuyas edades se encontraban en el rango de 12 a 18 años (M = 15.22; DE = 1.29). En cuanto a las instituciones educativas un 53.7% pertenecieron a colegios privados y 46.3% a colegios públicos. El muestreo fue no probabilístico de tipo intencional.
Instrumento
Self-Compassion Scale-Short Form (SCS-SF) fue creado por Raes et al. (2011) y adaptado al español (Garcia-Campayo et al., 2014).Se compone por 12 ítems divididos en 6 dimensiones (Bondad hacia uno mismo, Humanidad común, Mindfulness, Auto-crítica, Aislamiento, Sobre-idenfificación). Además, los ítems se puntúan en una escala Likert del 1 al 5 (Casi nunca a Casi siempre). En cuanto a las propiedades psicométricas, la validez basada en la estructura interna fue identificada mediante un análisis factorial confirmatorio que evidenció índices de ajuste satisfactorios (CFI = .94, GFI = .91, SRMR = .05, RMSEA = .07). En relación a la fiabilidad se calculó mediante el Alfa de Cronbach para la escala global (α=.85) y para las dimensiones que estuvieron en un rango de .71 a .77 (Garcia-Campayo et al., 2014).
Procedimiento
La investigación fue aprobada por el comité de ética de la Universidad Peruana Unión y consideró los lineamientos de la Declaración de Helsinki (World Medical Association, 2013). Primero, la escala fue revisada por 8 psicólogos con experticia en el tema que evaluaron la idoneidad del constructo. Después se aplicó a una muestra piloto de 10 adolescentes con el objetivo de evaluar la claridad. Posteriormente, se realizaron las coordinaciones con los directores de colegios de Lima Metropolitana para determinar el día y la hora de la aplicación de la escala. Tanto en la evaluación piloto como en la aplicación posterior, se les informó a los padres de los adolescentes que la participación sería voluntaria, anónima y con fines de investigación. La aplicación de la escala se realizó de forma colectiva en salas virtuales como Google Meet y Zoom, y empleando en promedio 10 minutos para completar la evaluación.
Análisis de datos
En primer lugar, se realizó la validez de contenido para lo cual se utilizó el coeficiente V de Aiken en donde los valores superiores a .70 indican un mayor consenso de los jueces respecto la idoneidad de los ítems (Aiken, 1980). Luego, se calcularon los estadísticos descriptivos como la media y desviación estándar. En donde la asimetría y curtosis indican valores adecuados cuando son menores a ±1.5 (Forero, Maydeu-Olivares y Gallardo-Pujol, 2009). Posteriormente, se realizó un análisis factorial confirmatorio (AFC), tomando en cuenta que las categorías de respuesta fueron mayores a cinco se consideraron los datos como variables continuas (Rhemtulla, Brosseau-Liard y Savalei, 2012) por lo que se utilizó el estimador Maximo versosimilitud robusta (MLR). Para la evaluación del modelo se utilizó el chi-cuadrado (χ2), Comparative fit index (CFI>.95), Tucker-Lewis index (TLI>.95), Root mean squared error of approximation (RMSEA<.06), Standardized root mean squared residual (SRMR<.08) siguiendo los criterios de Hu y Bentler (1999). Finalmente, se estimó la fiabilidad mediante el coeficiente alfa de Cronbach (α). Asimismo, se estimó el coeficiente H debido a que es robusto ante la existencia de errores correlacionados (Dominguez-Lara, 2016). El valor de la fiabilidad es adecuado al ser superior a .70 (Nunnally y Bernstein, 1994). Los análisis estadísticos fueron desarrollados utilizando el programa R (version 3.5.0) (R Core Team, 2019).
RESULTADOS
Evidencia de validez basada en contenido
En la tabla 1, se muestra la evaluación de los jueces mediante los criterios de claridad, relevancia, coherencia y contexto en donde los valores fueron adecuados (V > .71). Por otra parte, los ítems fueron modificados siguiendo las sugerencias de los jueces (ítem 1, ítem 2, ítem 8, ítem 9, ítem 11, ítem 12).
Ítems | Escala de autocompasión versión breve | V(Rele) | V(Cohe) | V(Clar) | V(Cont) |
---|---|---|---|---|---|
1 | Trato de ser comprensivo y paciente con aquellos aspectos de mi forma de ser, que no me gustan. | 0.93 | 0.93 | 0.89 | 0.85 |
2 | Cuando estoy pasando situaciones muy difíciles, me doy el cuidado y el cariño que necesito. | 1.00 | 0.96 | 0.96 | 0.89 |
3 | Trato de ver mis defectos como parte de la condición humana. | 0.96 | 0.96 | 0.96 | 0.89 |
4 | Cuando me siento incapaz de alguna manera, trato de recordarme que casi todas las personas comparten sentimientos de incapacidad. | 0.85 | 0.85 | 0.89 | 0.89 |
5 | Cuando me sucede algo doloroso trato de mantener una visión equilibrada de la situación. | 1.00 | 1.00 | 1.00 | 0.89 |
6 | Cuando algo me disgusta, trato de mantener mis emociones en equilibrio. | 0.93 | 0.89 | 0.89 | 0.85 |
7 | Desapruebo mis defectos y soy crítico/a respecto a ellos. | 1.00 | 1.00 | 1.00 | 0.85 |
8 | No tolero aquellos aspectos de mi forma de ser que no me gustan | 0.89 | 0.89 | 0.89 | 0.89 |
9 | Cuando estoy desanimado, tiendo a pensar que la mayoría de la gente es probablemente más feliz que yo. | 0.96 | 0.89 | 0.96 | 0.85 |
10 | Cuando fallo en algo que es importante para mí, tiendo a sentirme solo en mi fracaso. | 0.93 | 0.93 | 0.96 | 0.85 |
11 | Cuando fallo en algo importante para mí, me consumen los sentimientos de incapacidad. | 1.00 | 1.00 | 0.89 | 0.89 |
12 | Cuando estoy desanimado, tiendo a obsesionarme y fijarme en todo lo malo. | 0.96 | 0.96 | 0.96 | 0.89 |
Nota: Los ítems en negrita, fueron modificados.
Análisis descriptivos de los ítems
En la tabla 2, se presentan las medidas de tendencia central y las medidas de variabilidad. Con respecto a la media, los valores se encuentran en un rango de 2.77 (DS = 1.06) a 3.58 (DS = 0.97). Adicionalmente, los valores de curtosis y asimetría mantienen valores adecuados inferiores a ±1.5.
Ítems | M | DE | g1 | g2 |
---|---|---|---|---|
A1 | 2.99 | 1.02 | 0.06 | -0.18 |
A2 | 3.44 | 0.96 | -0.20 | -0.23 |
A3 | 3.49 | 1.02 | -0.12 | -0.65 |
A4 | 3.2 | 1.27 | -0.17 | -0.95 |
A5 | 3.26 | 1.07 | -0.12 | -0.45 |
A6 | 3.24 | 1.18 | -0.15 | -0.80 |
A7 | 3.58 | 0.97 | -0.25 | -0.46 |
A8 | 2.9 | 1.14 | 0.10 | -0.65 |
A9 | 3.22 | 1.24 | -0.18 | -0.89 |
A10 | 2.77 | 1.06 | 0.05 | -0.45 |
A11 | 3.02 | 1.11 | 0.01 | -0.52 |
A12 | 3.17 | 1.16 | -0.19 | -0.73 |
Nota. M = media; DE = desviación estándar; g1 = asimetría; g2 = curtosis
Evidencias de validez basada en la estructura interna
Respecto a la estructura factorial se realizó un AFC al modelo original de un factor de segundo orden con 6 factores correlacionados encontrándose como resultado que no convergía. Por lo que se evaluó el modelo de dos factores correlacionados, cuyos índices de ajuste no fueron adecuados (χ2 =159.65, gl = 53, p <.001, χ2 / gl =3.01, CFI = .88, TLI = .86, RMSEA = 0.07 IC 90% [.06 -.09], SRMR = .07). Ante ello se optó por correlacionar errores de medición de los ítems 5,10,11,12 debido a la similitud de ítems. Se encontró adecuados índices de ajuste (χ2 =147.51, gl = 51, p <.001, χ2 / gl =2.89, CFI = .92, TLI = .90, RMSEA = 0.06 IC 90% [.05 -.08], SRMR = .06). En la figura 1 se aprecia que la mayoría de cargas factoriales fueron superiores a .30 a excepción del ítem 10.
DISCUSIÓN
Considerando la relevancia de la autocompasión y su vínculo con distintas variables del área familiar y del área clínica en los adolescentes surge la necesidad de contar un instrumento breve de fácil aplicación y que cumpla con evidencias de validez y fiabilidad que de tal forma permita una adecuada medición de la autocompasión. Por tanto, el objetivo del estudio fue analizar la estructura factorial y la fiabilidad del SCS-SF en adolescentes de Perú.
En relación a la estructura factorial se comparó el modelo original de segundo orden con 6 dimensiones correlacionadas de Raes et al. (2011) y un modelo de dos dimensiones correlacionadas. Al realizar el AFC los resultados mostraron que la solución factorial del modelo original no convergió, por lo que se probó el modelo de dos dimensiones correlacionadas el cual evidenció índices de ajuste insatisfactorios. Frente a ello, se optó por incorporar correlaciones a los errores de medición de los ítems 5,10,11 y 12 los cuales fueron reconocidos por los índices de modificación (MI). Ejecutados los cambios se evidenciaron mejoras en el ajuste de la estructura de dos dimensiones (CFI= .93, TLI= .90, RMSEA=.07). Estos resultados concuerdan con estudios previos en donde se confirma que la estructura factorial de dos dimensiones correlacionadas evidencia adecuados índices de ajuste (Babenko y Guo, 2019; Hayes et al., 2016; Kotera y Sheffield, 2020; Sutton et al., 2018). Asimismo, estos hallazgos brindan soporte que la SCS-SF se compone de dos dimensiones: auocompasión y autocriticismo (López et al., 2015).
Respecto a los errores correlacionados identificados en el modelo pudieron darse debido a la semejanza conceptual de los ítems (Brown, 2015). Considerando lo último se correlacionó el error de los ítems 5 (Trato de ver mis defectos como parte de la condición humana) y 10 (Cuando me siento incapaz de alguna manera, trato de recordarme que casi todas las personas comparten sentimientos de incapacidad). Ambos ítems dan a entender la condición imperfecta del ser humano. Adicionalmente, se correlacionaron los ítems 11 (Desapruebo mis defectos y soy crítico/a respecto a ellos) y 12 (No tolero aquellos aspectos de mi forma de ser que no me gustan). Esto debido a que los ítems precisan una desaprobación en relación a las características personales.
En cuanto a la fiabilidad se obtuvieron valores adecuados en el coeficiente alfa de Cronbach (autocompasión=.71; autocriticismo=.81). Estos hallazgos son similares a lo encontrado por Babenko y Guo (2019). Adicionalmente, se estimó el coeficiente H por ser robusto a los errores correlacionados (Dominguez-Lara, 2016). Se encontró que los valores fueron aceptables (autocompasión=.75 y autocriticismo=.83).
El estudio no está libre de limitaciones. En primer lugar, para la recolección de los datos se utilizó un muestreo no probabilístico de tipo intencional el cual impide la generalización de los resultados. En segundo lugar, no se obtuvieron evidencias de validez relacionadas con otras variables que permitirán conocer la relación de la autocompasión con otros constructos. En tercer lugar, no se evaluó si las características personales de los participantes como el sexo afectan en la estructura interna de la escala, para ello se sugiere realizar invarianza factorial para la detección de este posible sesgo. Pese a lo mencionado, el estudio muestra adecuadas evidencias psicométricas del SCS-SF en adolescentes peruanos. De tal forma, se cuenta con un instrumento breve y útil que permite la medición del grado de comprensión y calidez de las personas consigo mismas cuando experimentan situaciones de sufrimiento y fracaso.