Resumen. Este artículo validó la Escala de Perfeccionismo Infantil (EPI) de Oros en una población infantil peruana. Se contó con la participación de 1084 niños con edades comprendidas entre los 7 y 12 años (M = 9.75; DE = 1.23) de siete instituciones educativas, privadas y públicas. El Análisis Factorial Exploratorio reveló una escala bidimensional oblicua (Reacción ante el fracaso y Autodemandas); no obstante, tres ítems tuvieron una carga < .30. El Análisis Factorial Confirmatorio corroboró la estructura bidimensional oblicua con la salvedad de errores correlacionados. La fiabilidad fue estimada mediante el coeficiente Omega (ω = .810). Se concluye que la EPI cuenta con evidencia de validez y fiabilidad de las puntuaciones.

Palabras clave. Perfeccionismo, niños, validación, fiabilidad.

 

Abstract. This article discusses the validation of the Oros’ Child Perfectionism Scale (EPI) in a Peruvian child population. A total of 1084 children aged 7 to 12 years (M = 9.75, SD = 1.23) from seven private and public educational institutions participated. Exploratory Factor Analysis revealed an oblique two-dimensional scale (Reaction to failure and Self-orders); however, three items had a load <. 30. The Confirmatory Factor Analysis corroborated the bidimensional oblique structure with the exception of correlated errors. Reliability was estimated using the Omega coefficient (ω = .810). It is concluded that the EPI has evidence of validity and reliability of the scores.

Keywords. Perfectionism, children, validation, reliability, adaptation.

Introducción

En los últimos años, algunos problemas psicológicos, reconocidos como propios de la etapa adulta, han comenzado a emerger en la población infantil. Como ejemplo: estrés (Castillo, 2016), depresión (Borges, dos Santos, & Aparecida, 2016; Collazos & Jiménez, 2016), ansiedad (González & Timon, 2016; Orellana & Chimbo, 2016) y perfeccionismo (Aguilar & Castellanos, 2016); este último considerado una temática relativamente nueva a investigar (Morris & Lomax, 2014) en Latinoamérica (Oros, 2003; Aguilar & Castellanos, 2017).

El incremento en los estudios acerca del perfeccionismo puede estar sustentado por ser un factor de riesgo para trastornos mentales como ideaciones suicidas, depresión y ansiedad (Flett et al., 2016). De acuerdo con cifras internacionales, se estima que entre el 25% y 30% de personas jóvenes presenten características de un perfeccionismo maladaptativo (Hawkins, Watt, & Sinclair, 2006) y 3 de cada 10 adolescentes presentan perfeccionismo maladaptativo (Flett et al., 2016).

En ese sentido, el perfeccionismo debe ser explorado desde los primeros años de vida, debido a que, estudios longitudinales predicen su implicancia en el compromiso escolar (Damian, Stoeber, Negru-Subtirica, & Băban, 2017) e indican que esfuerzos por ser perfeccionista o los altos estándares son predictores de la dimensión de escrupulosidad del “Big Five” (Stoeber, Otto, & Dalbert, 2009) y convierte a las personas en vulnerables para el desarrollo de un trastorno depresivo (Hewitt, Flett, & Ediger, 1996). En ese contexto, resulta oportuno validar una escala de perfeccionismo en niños peruanos, por la implicancia en la salud mental y las pocas investigaciones en Latinoamérica (Oros, 2003; Aguilar & Castellanos, 2017).

El perfeccionismo es un rasgo inadaptado de la personalidad cuando se expresa en altos niveles (Flett, Hewitt, Oliver, & Macdonald, 2002) e históricamente ha sido abordado de forma negativa (Hollender, 1965; Patch, 1984), describiendo dos grandes elementos: (a) autoimponerse estándares altos o inalcanzables; (b) autoevaluación negativa ante los errores y preocupación por cometerlos (Burns, 1980; Frost, Marten, Lahart, & Rosenblate, 1990; Shafran, Cooper, & Fairburn, 2002; Oros & Vargas, 2016; Slaney, Rice, Mobley, Trippi, & Ashby , 2001). Ambos elementos producen displacer e insatisfacción en la consecución de los logros alcanzados (Slade & Owens, 1998). A pesar de ello, existe una visión opuesta, que señala que existen características positivas en las personas y sentido de logro por las tareas completadas (Hamachek, 1978), lo cual está asociado con el bienestar psicológico (Rhéaume et al., 2000; Terry-Short, Owens, Slade, & Dewey, 1995), la autoestima y satisfacción personal (Scappatura, Arana, Elizathe, & Rutsztein, 2011). En ese sentido, el perfeccionista positivo tiene altos niveles de esfuerzo y bajos niveles de preocupación (Stoeber & Otto, 2006).

Ambas visiones han suscitado una clasificación bipolar en la que es posible encontrar perfeccionismo negativo y positivo (Arana et al., 2010); perfeccionismo activo y pasivo (Moore, 2010); perfeccionismo desadaptativo y adaptativo (Scappatura, Bidacovich, Banasco-Falivelli, & Rutsztein, 2017), perfeccionismo disfuncional y funcional (Rhéaume et al., 2000), perfeccionismo no patológico y patológico (Kempke et al., 2011).

En la búsqueda de la explicación de porqué surge el perfeccionismo, se plantea que ocurre por la interacción entre el menor y los progenitores (Flett et al., 2002; Greblo & Bratko, 2014). Se ha demostrado que cuando las madres tienen altas frecuencias de control, directividad, crítica y conductas perfeccionistas, ponen injustificada presión a sus hijos (Hyson, Hirsh-Pasek, Rescorla, Cone, & Martell-Boinske, 1991). Asimismo, se muestra evidencia de su relación con otras variables como la depresión (Asseraf & Vaillancourt, 2015; Huggins, Davis, Rooney, & Robert, 2008; Hewitt et al., 1996), la formación del autoconcepto (Rice, Kubal, & Preusser, 2004; Shafran et al., 2002), la baja autoestima (Rutsztein, Scappatura, & Murawski, 2007), los altos niveles ansiedad (Essau, Leung, Conradt, Cheng, & Wong, 2008; Affrunti & Woodruff-Borden, 2015), la agresividad (García-Fernández, Vicent, Cándido, Gonzálvez, & Sanmartín, 2016), los afectos negativos (Vicent, Inglés, Gonzálvez, Sanmartín, & García-Fernández, 2016) y se muestra como un factor de riesgo para adquisición de trastornos alimenticios en la adolescencia (Pamies & Quiles, 2014).

Pese a ello, son escasos los instrumentos para medir el perfeccionismo infantil. Entre ellos se encuentran cuatro. Primero, el Child-Adolescent Perfectionism Scale (CAPS) (Flett et al., 2000), que mide el perfeccionismo en dos factores: Perfeccionismo socialmente prescrito y Perfeccionismo autorientado (Aguilar & Castellanos, 2016). Segundo, Adaptive/Maladaptive Perfectionism Scale (AMPS) (Rice & Preusser, 2002), de origen estadounidense, que presenta cuatro dimensiones: sensibilidad por cometer errores, autoestima contingente, compulsividad y necesidad de admiración (Rice & Preusser, 2002). Otro instrumento es el Inventario de Perfeccionismo Infantil (IPI) (Lozano, García, Martín, & Lozano, 2012), que ostenta tres factores: Autovaloración, Autoexigencia y Presión externa. Por último, la Escala de Perfeccionismo Infantil (EPI) (Oros, 2003), de origen argentino, que tiene dos factores: autodemandas y reacciones ante el fracaso. Está compuesta por dieciséis ítems, recientemente validada a la población venezolana, en donde se identificaron cuatro factores (Aguilar & Castellanos, 2017).

Con base en los supuestos teóricos y la evidencia empírica presentada, la presente investigación tiene como objetivo analizar las propiedades psicométricas de la Escala de Perfeccionismo Infantil (EPI, Oros, 2003) en una muestra de niños peruanos. Se prefirió la EPI por ser, como se dijo, de origen latinoamericano (Aguilar & Castellanos, 2017) y de esa forma se espera brindar mayor evidencia acerca del perfeccionismo en la región de Sudamérica. En ese sentido, el estudio se justifica a partir de cuatro aspectos fundamentales: primero, el no contar con una escala para medir el perfeccionismo en la población infantil peruana; segundo, la escasa o nula información acerca del perfeccionismo infantil en el Perú; tercero, a nivel teórico, se podrá examinar si la estructura factorial permanece estable o presenta variaciones debido a factores culturales (Fernández, Pérez, Alderete, Richaud, & Fernández, 2010; Muñiz, Elosua, & Hambleton, 2013); cuatro, a nivel práctico, la brevedad de la EPI permitirá una rápida forma de identificar el perfeccionismo, en estudios epidemiológicos e investigaciones en relación con otras variables en el Perú.

 

Método

Diseño

El presente estudio corresponde a un diseño instrumental, debido a que consiste en el estudio de las propiedades psicométricas de un test autoinformado (Montero & León, 2007).

 

Participantes

Se contó con la participación de 1084 niños: 555 mujeres y 529 varones; pertenecientes a siete instituciones educativas, privadas y públicas; con edades comprendidas entre los 7 y 12 años (M = 9.75; DE = 1.23), obtenidos por muestreo no probabilístico de tipo intencional. Es importante señalar que se dividió la muestra en dos submuestras; una para el AFE y otra para el AFC (véase tabla 1). En vista de que se trabajó con niños, se siguieron procedimientos éticos como el consentimiento informado. Este fue administrado por el departamento psicológico de las instituciones educativas en estudio.

 

Instrumento

Se utilizó la Escala de Perfeccionismo Infantil (EPI, Oros, 2003) elaborada en argentina (Anexo 1) y está compuesta por dieciséis ítems. Las alternativas de respuesta en los primeros ocho ítems van del 1 al 3 con expresiones de “No lo pienso”, “Lo pienso a veces”, “Lo pienso”. Por otro lado, los ítems del 9 al 16 reciben las expresiones: “No”, “A veces”, “Sí”. La EPI presenta evidencia de validez mediante Análisis Factorial Exploratorio (AFE). Las medidas de adecuación muestral fueron optimas (KMO = .82, Bartlett P < .01). Se utilizó el grafico de sedimentación para la determinación del número de factores que indicó la presencia de dos variables latentes.

El Factor 1 se denominó “Autodemandas” compuesto por los ocho primeros ítems, que se refieren a exigencias internas que se realiza el niño acerca de su desempeño escolar; mientras que, el factor 2, “Reacción ante el fracaso”, se conforma por los ocho últimos ítems e involucra la forma en que el niño reacciona ante el fracaso, equivocaciones o error. Ambos factores explican el 41.1% de varianza del modelo. La fiabilidad fue estimada por medio del alfa de Cronbach (α = .814) siendo considerada buena (Cicchetti, 1994).

 

Procedimiento

Inicialmente, se realizó una entrevista semi-estructurada con una muestra de diez niños, con la finalidad de comprobar la comprensión de los ítems. Si bien el idioma es español, los temas culturales pueden afectar las interpretaciones (Chahín-Pinzón & Brinez, 2011); no obstante, no se efectuaron cambios, de esa forma se previno la presencia de algún sesgo en el ítem a causa de temas lingüísticos (Van de Vijver & Hambleton, 1996). La escala fue aplicada de forma colectiva en siete instituciones educativas en el horario y fecha pactada bajo la modalidad presencial.

Los investigadores se pusieron en contacto con las autoridades de la Institución Educativa para administrar las pruebas como parte de las evaluaciones psicopedagógicas anuales del departamento psicológico. Así, la institución solicitó autorización a los padres de los niños mediante un formato de consentimiento informado. Finalmente, con el objetivo de estandarizar el proceso de aplicación, se leyeron las instrucciones de igual forma en cada una de las instituciones educativas y se contó con dos o tres evaluadores por aula, para aclarar dudas y supervisar el proceso de aplicación.

 

Estrategia de análisis

El análisis de datos se efectuó por medio del programa estadístico “R” versión 3.1.2 (R Development Core Team, 2007), software de acceso libre. Además, se efectuó en cuatro etapas que se desarrollarán a continuación. En primer lugar, se analizaron los ítems con base en los estadísticos descriptivos: media aritmética, desviación estándar, asimetría y curtosis (Hair, Anderson, Tatham, & Black, 2005). En segundo lugar, se realizó el Análisis Factorial Exploratorio (AFE), técnica estadística que reduce datos por la correlación entre sus elementos (Reise, Waller, & Comrey, 2000). Por esa razón, se verifican las medidas de adecuación el Kaiser-Meyer-Olkin (KMO), cuyos valores próximos a la unidad sugieren que los indicadores son explicados por un factor subyacente (Kaiser, 1974) y el test de esfericidad de Barlett cuya significancia estadística rechaza la idea de una matriz de identidad; ambos elementos sugieren que es posible realizar el AFE (Hair, et al., 2005). El método de extracción fue mínimos cuadrados no ponderados (Costello & Osborne, 2009). El método de rotación fue Promin por la relación entre los factores (Lorenzo-Seva, 1999). La pertenencia de un ítem en un factor es considerada con cargas superiores a .30 (Nunnally, 1987; Kline, 2010). Para la determinación de número de factores se utilizó el Análisis Paralelo (Timmerman & Lorenzo-Seva, 2011; Enzmann, 1997).

En tercer lugar, se realizó el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC); ese sentido, se comprobó la normalidad multivariada de los datos mediante el coeficiente de Mardia (1970). Del mismo modo, se siguieron las recomendaciones de Mueller y Hancock (2008) acerca del reporte de los índices de bondad de ajuste del modelo: Chi-cuadrada, el ratio de Chi-cuadrado entre los grados de libertad [χ2/gl] valores < 2 indican buen ajuste (Tabachnick & Fidell, 2007); el Error Cuadrático Medio de Aproximación [RMSEA], un valor < .06 indican un buen ajuste (Hu & Bentler, 1999). La raíz residual estandarizada cuadrática media [SRMR], cuyo valor < .08 indica buen ajuste (Hu & Bentler, 1999; Browne & Cudeck, 1992). El índice de ajuste incremental [CFI] ≥ .95 indica un buen ajuste (Hu & Bentler, 1999) y el criterio de Akaike [AIC] cuyo modelo con menor valor en este índice indica un buen ajuste (Caballero, 2011).

En cuarto lugar, se estimó la fiabilidad de las puntuaciones a través del coeficiente Omega (ω) por ser recomendado cuando se utiliza el modelo factorial (Mcdonald, 1999; Ventura-León & Caycho, 2017) y en vista de la correlación entre errores, se utilizó un omega corregido que atenúa el impacto de este evento (Raykov, 2001; Komaroff, 1997).

 

Resultados

Análisis preliminar de los ítems

En la tabla 2, se presenta los estadísticos descriptivos de los ítems: la media aritmética, desviación estándar, asimetría y curtosis. Se observa que el ítem 10 presenta la mayor media (M = 2.345) y el ítem 14 la menor (M = 1.475). El ítem 15 cuenta con mayor variabilidad y el ítem 16 la menor. La asimetría y curtosis de los ítems son inferiores +/- 1.5 (Pérez & Medrano, 2010; Ferrando & Anguiano-Carrasco, 2010), a excepción del ítem 12 que sobrepasa ligeramente este valor.

 

 

Análisis factorial exploratorio

Inicialmente, se revisaron las medidas de adecuación muestral, tales como: KMO = .734; Bartlett = 620.4, p < .001. En ese sentido, se procedió a efectuar el AFE. El método de extracción fue el de mínimos cuadrados no ponderados (Costello & Osborne, 2009). El método de rotación usado fue Promin, por tratarse de una estructura oblicua (Lorenzo-Seva, 1999). La determinación del número de factores fue mediante el Análisis Paralelo, el cual sugirió que son dos los factores que subyacen a los dieciséis ítems. Los dos factores explican el 40.44% de la varianza del constructo perfeccionismo. La organización de los ítems se muestra en la tabla 3, donde se observa que todos los ítems son superiores a .30 (Kline, 2010) a excepción de los ítems: 4, 10, 12. Asimismo, la fiabilidad de la escala es considerada aceptable (α = .733; ω = .761).

 

Análisis factorial confirmatorio

Una vez realizado el AFE, se procedió a realizar el AFC (véase tabla 4). Se probaron tres modelos: (a) Modelo 1, dos factores oblicuos con 8 ítems cada uno (versión original); (b) Modelo 2, dos factores oblicuos retirando los ítems 4, 10, 12 por presentar una baja carga factorial en el AFE; (c) Modelo 3, dos factores oblicuos con errores correlacionados basados en el índice de modificación. Cabe mencionar que se calculó el coeficiente de Mardia (1970), el cual indicó un valor de 7.778, este cumplía con el supuesto de normalidad multivariada al ser < 70 (Rodríguez & Ruiz, 2008). Así se descartó la atenuación de los datos.

 

En la tabla 4, además, se presentan los tres modelos antes expuestos. El modelo 1, fue descartado por presentar un índice de ajuste comparativo inferior a .95 (CFI = .893) (MacCallum & Austin, 2000). No obstante, el RMSEA y SRMR tuvieron valores aceptables (< .06; Hu & Bentler, 1999). El modelo 2 no mejoró respecto a su índice comparativo (CFI = .894) y existió un leve incremento del RMSEA y SRMR, razón por la que se descartó. En ese sentido, el modelo 3 presentó los mejores valores de bondad de ajuste (χ2 (100) = 221.328; χ2/gl =2.21; CFI =.951; RMSEA=.037 [.030, .044]; SRMR = .040).

 

Fiabilidad

En la tabla 5, se presentan las cargas factoriales y, a partir de ello, se calculan la fiabilidad con el coeficiente ω. Se observa que el modelo 1 presenta la mayor fiabilidad (ω = .853), seguido del modelo 2 (ω = .846) y finalmente el modelo 3 (ω = .830). No obstante, todos los valores pueden ser considerados buenos (Cicchetti, 1994).

 

Discusión

El perfeccionismo puede definirse como los altos estándares de carácter inalcanzable que se impone un individuo y que al no ser cumplidos generan una evaluación negativa ante las equivocaciones cometidas (Burns, 1980; Frost et al., 1990; Shafran et al., 2002; Oros & Vargas, 2016; Slaney et al., 2001). En ese sentido, el perfeccionismo está altamente implicado con la construcción de un bajo autoconcepto (Rice et al., 2004; Shafran, Cooper, & Fairburn, 2002) y la adquisición de un trastorno depresivo en la etapa adulta (Hewitt et al., 1996). En este contexto, resulta necesario adaptar y validar una escala de perfeccionismo en la población infantil peruana, que permita detectar y prevenir la ocurrencia de esta problemática.

El presente artículo tuvo como objetivo la validación de la estructura interna y revisión de la fiabilidad de las puntuaciones de la EPI (Oros, 2003) en una población de niños escolarizados de Lima Metropolitana. En ese sentido, los resultados indican que la EPI debe ser interpretada como una escala bidimensional oblicua y que la fiabilidad de las puntuaciones resultan buenas medidas de constructo examinado.

La validación basada en la estructura interna se realizó mediante el modelo factorial. En un primero momento, de modo exploratorio (AFE) que indicó que son dos los factores que subyacen a los dieciséis ítems. Estos hallazgos concuerdan con la versión original (Oros, 2003) y difieren de la versión venezolana (Aguilar & Castellanos, 2017), que reporta cuatro factores latentes. Esta diferencia es suscitada porque Aguilar y Castellanos (2017) utilizan el método de Componentes Principales que tiene como desventaja la sobrevaloración de las cargas factoriales y no es considerada Análisis Factorial per se (Costello & Osborne, 2009; Tabachnick & Fidell, 2007; Ventura-León, 2017a).

En un segundo momento, se utilizó el AFC, modelándose tres estructuras factoriales: Modelo 1, la versión original, dieciséis ítems con dos factores oblicuos; Modelo 2, la versión del AFE, donde se eliminan los ítems 4, 10, 12; Modelo 3, dos factores oblicuos con errores correlacionados. Los resultados indican que el modelo 3, muestra mejores bondades de ajuste.

Así, el coeficiente Chi-cuadrado (χ2=221.328) resulta no significativa (Ruiz, Pardo & San Martín, 2010), con un χ2/gl próximo a 2 (Tabachnick & Fidell, 2007), un índice comparativo ≥ .95 (CFI = .951) (Hu & Bentler, 1999); un índice absoluto < .08 (SRMR = .040), un índice de parsimonia apropiado (RMSEA = .037; AIC = 21.32) (Caballero, 2011; Hu & Bentler, 1999).

Debido a que el modelo 3, presenta errores correlacionados entre los ítems 2 (“Tengo que ser el mejor alumno”) con el ítem 7 (“Debo ser el mejor de la clase”); ítem 9 (“Cuando pierdo me siento mal”) con el ítem 11 (“Me siento muy mal cada vez que pierdo en algún juego o deporte”); ítem 14 (“Me critico mucho a mí mismo”) con el ítem 16 (“Me insulto cada vez que cometo un error”) se puede sugerir que son producto de la similitud en el significado y fraseo de los ítems, de esa forma han provocado una fuente de varianza única (Brown, 2006).

La fiabilidad de la escala fue estimada mediante el coeficiente omega (Mcdonald, 1999; Ventura-León & Caycho, 2017) y la presencia de errores correlacionados llevó a utilizar una corrección para tal condición (Raykov, 2001; Komaroff, 1997) y descartar el uso del Alfa de Cronbach (Huysamen, 2006).

A pesar de la diferencia en el uso de estimadores, los resultados indican que la versión peruana presenta una buena fiabilidad de las puntuaciones (ω = .830), interpretación que es coherente con el articulo original de Oros (2003) (α = .814) y superior a la versión venezolana (α= .757) (Aguilar & Castellanos, 2017).

Estos resultados tienen implicaciones prácticas debido a que permiten contar con una escala de perfeccionismo para la población infantil, que representa casi la cuarta parte de la población peruana (Instituto Nacional de Estadística e Informática, INEI, 2012), y que, en Lima Metropolitana, una de cada diez personas es infante (INEI, 2014), generando así estudios epidemiológicos o en relación con otras variables.

Sin embargo, la escala no puede ser utilizada fuera del contexto de investigación debido a que, para tales fines, se requiere revisar la especificidad y sensibilidad del instrumento de medida (Cerda & Cifuentes, 2012). Dentro las implicaciones teóricas, los resultados suponen la necesidad de hacer mayor investigación en Perú acerca del perfeccionismo y validar la EPI en las diversas regiones de este territorio.

A pesar de los favorables hallazgos, el estudio tiene ciertas limitaciones. En primer lugar, la selección no probabilista de la población pueden generar sesgo de muestreo (Lorh, 2000) y se recomienda la utilización de técnicas de muestreo probabilísticas (Pérez-López, 2005). En segundo lugar, el estudio ha concentrado su atención en la validez basada en la estructura interna, por lo que se sugiere la revisión de la EPI desde otras fuentes de validez como la de contenido, relación con otras variables (Ventura-León, 2017b). En tercer lugar, no fue factible estimar la fiabilidad test-retest, por la naturaleza transversal del estudio.

Se concluye que la EPI, como medida breve, ofrece una apropiada evidencia de validez basada en la estructura interna y fiabilidad de las puntuaciones en niños escolarizados de Lima Metropolitana.

 

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