ISSN 2215-3535
Actualidades en Psicología, 39 (139), julio-diciembre, 2025, 19-35
DOI: 10.15517/ap.v39i139.58799
Esta obra está bajo una licencia de Creative Commons Reconocimiento-NoComercial-SinObraDerivada 4.0 Internacional.
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Universidad de Costa Rica
Elaboración y validación de la escala de autoconcepto en
mujeres mexicanas
Development and Validation of the Self-concept Scale in Mexican Women
Jimena Escoto Rojas1
https://orcid.org/0000-0002-4583-9446
Christian Enrique Cruz Torres 2
https://orcid.org/0000-0003-4286-4697
Fredi Everardo Correa Romero3
https://orcid.org/0000-0002-5856-7232
1,2,3 Departamento de Psicología, Universidad de Guanajuato, León, México
1 j.escoto@ugto.mx 2 christian.cruz@ugto.mx 3 fe.correa@ugto.mx
Recibido: 14/09/2024. Aceptado: 13/09/2025.
Resumen. Objetivo. Mostrar evidencias de validez y conabilidad de un instrumento de autoconcepto. Método.
Participaron 425 mujeres mexicanas de entre 18 y 62 años. Resultados. Los análisis factorial exploratorio y con-
rmatorio muestran cinco factores (autoconcepto ético-moral, social, físico, autorrealización y dependencia),
agrupando 20 reactivos con índices de conabilidad ω>.75 e indicadores adecuados de bondad de ajuste. Re-
sultados. La comparación multigrupos muestra que el instrumento es equivalente en su conguración y en los
pesos de medición entre mujeres de hasta 30 y más de 30 años. Las correlaciones con instrumentos de ansie-
dad y autoestima muestran evidencias de validez mediante criterios externos. Se discute la aparición del factor
de dependencia en lugar del de autonomía. Se concluye que la escala es breve, válida y conable. Asimismo,
se determina su utilidad dentro de la investigación y práctica clínica.
Palabras clave. Autoconcepto, validación psicométrica, mujeres adultas, salud mental.
Abstract. Objective. The aim of the study was to show evidence of validity and reliability of a self-concept
instrument. Method. 425 Mexican women between 18 and 62 years old participated. The exploratory and con-
rmatory factor analysis shows ve factors (ethical-moral, social, physical self-concept, self-realization and de-
pendence) grouping 20 items with reliability indices ω>.75 and adequate indicators of goodness of t. Results.
The multigroup comparison shows that the instrument is equivalent in its conguration and measurement
weights between women up to 30 and over 30 years old. Correlations with anxiety and self-esteem instruments
show evidence of validity through external criteria. The appearance of the dependency factor instead of the
autonomy factor is discussed. It is concluded that the scale is brief, valid and reliable. Likewise, its usefulness in
research and clinical practice is determined.
Keywords: Self-concept, psychometric validation, adult women, mental health.
Escala de autoconcepto en mujeres
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INICIO METODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS ANEXO
Introducción
El autoconcepto se dene como una repre-
sentación mental que la persona tiene de sí mis-
ma (Palacios-Garay & Coveñas-Lalupú, 2019). Por
su parte, Cazalla-Luna y Molero (2013) lo denen
como un constructo, el cual organiza las percep-
ciones, experiencias y atribuciones que la persona
realiza de su propia conducta. Este puede dividirse
en áreas especícas como el ser físico, social y es-
piritual de la persona.
Cerviño (2008) sugiere que el autoconcepto se
va construyendo gracias a las experiencias que tiene
el sujeto en los distintos ámbitos de su vida, como
el ámbito escolar, familiar y social. De acuerdo con
Haeussler y Milicic (2014), existen tres etapas en la
formación del autoconcepto. La primera etapa es la
existencial o del sí mismo primitivo; esta transcurre
desde el nacimiento a los dos años. En esta etapa el
niño va aprendiendo a percibirse a sí mismo como
un ser distinto a los demás.
La segunda etapa es la del sí mismo exterior, esta
ocurre de los dos a los doce años. En esta etapa
existe una gran entrada de información del exterior,
ya que la persona menor interactúa con compañe-
ros y maestros. La forma de verse así mismo de-
pende en su mayoría de los que los otros perciban
y comuniquen acerca del niño o la niña. La tercera
etapa denominada sí mismo interior consiste en la
búsqueda del individuo por denirse en términos
de autovaloración social.
Según Esnaola et al. (2008), el autoconcepto
puede clasicarse en distintas dimensiones. La pri-
mera es el autoconcepto físico, esta engloba a su
vez varias dimensiones, entre ellas: habilidades físi-
cas, apariencia, condición física, fuerza y salud. Otra
dimensión es la del autoconcepto personal, que de
acuerdo con Esnaola et al. (2008) es la idea que tie-
ne la persona de sus características mentales. En ese
sentido es una dimensión psicológica que comple-
menta a la física, como se puede apreciar en la pro-
puesta de Fitts (1972), donde el autoconcepto per-
sonal puede constar de otras cuatro dimensiones.
Primero, la dimensión afectivo-emocional se re-
ere a cómo considera la persona que es el ma-
nejo de sus emociones. Segundo, el autoconcepto
ético-moral consiste en que tan honrada se consi-
dera la persona. En tercer lugar, el autoconcepto
de la autonomía, es la percepción acerca del nivel
de toma de decisiones. La cuarta dimensión se re-
ere a la autorrealización, la cual se vincula con el
nivel de logros u objetivos cumplidos. Finalmente,
la quinta dimensión corresponde al autoconcepto
social; se dene como la autopercepción que tiene
el sujeto en relación con sus habilidades o compe-
tencias sociales.
Por su parte, Shavelson et al. (1976), enumeran
siete características fundamentales del autocon-
cepto: 1) organizado, 2) multifacético, 3) jerárquico,
4) estable, 5) experimental, 6) valorativo y 7) dife-
renciable. Es organizado porque categoriza de tal
forma que las personas ordenan de una forma más
simple sus vivencias. Es multifacético, ya que permi-
te usar distintas categorías para cifrar las experien-
cias dependiendo de si son vivencias individuales
o grupales. Es jerárquico, debido a que acomoda
las experiencias vividas por el sujeto. Es estable, sin
embargo, dicha estabilidad dependerá de situacio-
nes especícas, suscitadas por la interacción social.
La característica experimental implica que el au-
toconcepto cambia con la experiencia. El carácter
valorativo del autoconcepto se reere a las evalua-
ciones que se pueden realizar comparándose con
el “ideal” que se pretende alcanzar. Esta dimensión
variará según la persona. Por último, el autocon-
cepto es diferenciable, es decir, es distinguible de
otros constructos con los que está relacionado.
El autoconcepto tiene una importante función
en el desarrollo de las competencias sociales que
utilizan las personas adultas de forma cotidiana. El
autoconcepto inuye en la forma como dicha per-
sona se piensa, se valora y se vincula con su sistema
familiar de manera inmediata y con el circulo social
de forma más amplia. Un autoconcepto negativo
afecta la calidad de vida de la persona y se mani-
esta a través de un aumento en los niveles de es-
Escala de autoconcepto en mujeres
Actualidades en Psicología, 39(139), 2025.
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INICIO METODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS ANEXO
Por otro lado, la utilización de escalas multi-
dimensionales es menos frecuente, quizás por su
extensión o bien porque su desarrollo se realizó
hace varias décadas. En ese sentido, Carranza et al.,
(2017) mencionan que un instrumento en español
que ha sido ampliamente utilizado es la Escala de
Autoconcepto AF5, construida por García y Musi-
tu (2001). Aunque la escala AF-5 (García & Musitu,
2001) es de referencia internacional, presenta limi-
taciones al aplicarse a mujeres mexicanas adultas,
pues fue diseñada para población española con un
rango etario amplio.
En México, existe el antecedente de la esca-
la multidimensional de autoconcepto validada en
estudiantes universitarios de la Ciudad de México
por Rosa y Díaz-Loving (1991). Dicha escala evalúa
9 dimensiones y presenta un valor de consistencia
interna de .94. A pesar de las contribuciones y uti-
lización de dicha escala, es importante considerar
que se desarrolló hace más de tres décadas, don-
de únicamente tomo en cuenta estudiantes, lo que
cuestiona su vigencia.
De manera reciente, Rojo-Ramos et al. (2024)
evidenciaron que el autoconcepto de escolares ha
sido vulnerado por fenómenos psicosociales como
el ciberacoso, lo cual refuerza la necesidad de con-
tar con instrumentos sensibles a contextos espe-
cícos. Asimismo, Espinoza-Gutiérrez et al. (2024)
analizaron el autoconcepto académico en univer-
sitarios mexicanos, mostrando cómo factores con-
textuales tales como el estilo de enseñanza inciden
en su desarrollo.
Luego de la revisión de la literatura y de las es-
calas, se encuentra una diversidad de propuestas e
indicadores que conforman al autoconcepto. Las di-
mensiones ofrecidas por Esnaola et al., (2008) tienen
la ventaja de que integran muchos de los elementos
relevantes. Estas dimensiones son la ética moral, físi-
ca, social, de autonomía y de autorrealización.
Cuando se atiende a la población de los estudios
antes citados se observa que las muestras no hacen
distinciones por sexo. Al respecto, Williams (2017)
analizó los diversos enfoques relacionados con el
trés, ansiedad, así como de diversas manifestacio-
nes de la violencia (Cazalla-Luna & Molero, 2013).
Cuando el autoconcepto se torna negativo puede
ser un indicador de depresión o ideación suicida
(Chávez-Hernández, et al., 2018).
Para evaluar el autoconcepto, se suelen utilizar
instrumentos estandarizados de autoaplicación. Al
realizar una revisión literaria de las escalas de au-
toconcepto comúnmente utilizadas en población
mexicana, se encontró que estas son frecuente-
mente aplicadas en niños y adolescentes. Por ejem-
plo, el instrumento desarrollado por Piers y Harris
(1969), denominado Children’s Self-Concept Scale,
es utilizado para medir las dimensiones del auto-
concepto social en niños. Este instrumento consta
de 60 frases donde el sujeto responde sí o no so-
bre algunas armaciones respecto a sus actitudes,
sentimientos y conocimiento de sus capacidades.
El instrumento fue validado en niños mexicanos de
entre 7 y 12 años, obteniendo un Alfa de Cronbach
global de .91 (López-García et al., 2020).
Otro instrumento frecuentemente utilizado es
la Escala de Autoconcepto Académico (Schmidt,
Messoulam, & Molina, 2008), el cual evalúa as-
pectos como la conanza y autoecacia académi-
ca percibida por estudiantes. El instrumento está
compuesto por 14 ítems con respuesta tipo Likert
que puntúa del 1 al 5. El instrumento cuenta con
dos factores, estos miden rendimiento y autoe-
cacia académica. El instrumento presenta niveles
aceptables de conabilidad, obteniendo un Alfa
de Cronbach de .75.
El Cuestionario de Autoconcepto Físico CAF
(Goñi et al., 2006) consta de 36 ítems, agrupados
en 6 factores: habilidad deportiva, condición física,
atractivo físico, imagen física, autoconcepto físi-
co general y autoconcepto general con un alfa de
Cronbach global de .93.
El Inventario de Autoconcepto Académico IAA
(Barraza, 2009) está constituido por 18 ítems con res-
puesta tipo Likert. El instrumento cuenta con un Alfa
de Cronbach de .87 y puede ser aplicado a alumnos
de educación media superior, superior y de posgrado.
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INICIO METODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS ANEXO
Escala de autoconcepto en mujeres mexicanas
autoconcepto y concluye que existe un construc-
to global que domina la estructura jerárquica de la
forma como la persona se concibe a sí misma. Sin
embargo, posteriormente se desprenden diferentes
dominios en un segundo nivel. Dichos dominios
dependen de la etapa de desarrollo de la persona,
de sus roles y de su contexto.
Retomando los aspectos de roles y contexto so-
cial, Liranzo y Hernández (2014) arman que el au-
toconcepto de las mujeres se ve afectado por las
exigencias que conlleva su rol dentro de la familia
y la sociedad de una forma particular. Esto impli-
ca que, estrictamente no se podrían generalizar las
situaciones con grupos con roles diferentes como
por ejemplo los hombres. Álvarez y Gómez (2011)
complementan explicando que las mujeres están
expuestas a una sobreexigencia en nuestra socie-
dad, pues intentan cumplir con una amplia y diver-
sa cantidad de roles asignados como ser madre,
pareja, empleada, mujer empoderada, y empática.
Al respecto, el Instituto Nacional de las Mujeres
(Inmujeres, 2018), el 90.2% por ciento de las mujeres
mayores a los 30 años cuenta con al menos un hijo.
Dicho espectro de roles diversos y altamente exigen-
tes impacta de manera negativa su salud mental, de-
bido a la signicativa cantidad de tiempo y energía
que se debe invertir para cumplirlos (Villaseñor, et al.,
2017). A pesar de ello, la mayoría de los instrumentos
pretenden medir el autoconcepto en las mujeres con
los mismos criterios y reactivos que grupos con car-
gas diferentes y de menor exigencia.
Casos especiales representan los estudios del
autoconcepto en mujeres luego de que han pasa-
do por un proceso médico que afecta su cuerpo,
como el estudio de Goudarzi et al. (2021). En esta
investigación se indagó el autoconcepto físico de
una muestra de mujeres que habían sido someti-
das a una histerectomía. Otro ejemplo es el estudio
de Lotfollahi, et al. (2021), quienes comparan este
constructo entre un grupo de mujeres que desean
tener hijos, pero no poseen la posibilidad biológi-
ca y otro grupo de mujeres que sí pueden tener-
los. También, se suelen estudiar los cambios en el
constructo a partir de un tratamiento terapéutico,
aunque nuevamente enfocado en aspectos físicos,
como es el tema de la obesidad (Keyvani & Bol-
ghan-Abadi, 2021).
Como se observa, pese a que las escalas presen-
tan buenos índices de conabilidad, ninguna fue
diseñada especícamente para mujeres, además de
que suelen concentrarse en una característica del
autoconcepto, por ejemplo, el físico (Goñi et al.,
2006). Por ende, dejan de lado la multidimensio-
nalidad del constructo. Las escalas multidimensio-
nales disponibles han sido validadas en otro país
(García & Musitu, 2001), para rangos de edad muy
diversos (Piers & Harris, 1969; Barraza, 2009) o bien
con estudiantes universitarios de la Ciudad de Mé-
xico (La Rosa & Díaz-Loving, 1991). Todo ello implica
la posibilidad de dejar de lado características espe-
cícas de las mujeres en sus diferentes etapas de
vida. Esta caracterización obedece a los roles socia-
les que deben cumplir, asumidos desde una visión
estereotipada. (Correa et al., 2013).
Por lo tanto, el objetivo de esta investigación es
presentar las propiedades psicométricas de la Esca-
la de Autoconcepto en Mujeres creada especíca-
mente para dicha población con base en lo plan-
teado por Fitts (1972) y Esnaola et al. (2008). Su
plan de prueba pretende medir cinco dimensiones:
a) la ética moral; b) física; c) autonomía; d) autorrea-
lización, y e) social.
Como hipótesis, se espera un modelo de cinco
factores, altos en conabilidad, congruentes con
el modelo propuesto por Fitts (1972) y Esnaola et
al. (2008). Para obtener evidencias de validez me-
diante relaciones con criterios externos, se medirán
ansiedad (Beck et al. 1988) y autoestima (Rosen-
berg, 1965). De estos se esperan relaciones negati-
vas entre los factores de autoconcepto y ansiedad,
como se observó en el estudio de Guerrero-Barona
et al. (2019), y relaciones positivas con el factor de
autoestima positiva y negativas con el de autoes-
tima negativa, como lo halló (Abdelrahman, 2018).
Si bien existen escalas validadas en población his-
panohablante, la mayoría de estas no fue diseñada
Escala de autoconcepto en mujeres
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INICIO METODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS ANEXO
activos, presentados en un formato de respuesta
tipo Likert que iba del 1 (totalmente en desacuer-
do) al 5 (totalmente de acuerdo). Adicionalmente,
se preguntaron datos sociodemográcos como
edad, ocupación, grado académico, estado civil,
número de hijos y lugar de residencia. Para contar
con criterios externos de validez, se aplicó la Esca-
la de Autoestima de Rosenberg (Rosenberg, 1965),
compuesta por 10 reactivos, dividida en dos dimen-
siones: autoestima positiva y autoestima negativa,
presentados en un formato de respuesta tipo Likert
con opciones que iban del 1 (Muy en desacuerdo) al
4 (Muy de acuerdo). También, se aplicó el Inventario
de Ansiedad de Beck (Beck et al.,1988) compuesto
de 21 reactivos que interrogan la frecuencia de pa-
decimiento de síntomas de ansiedad. Este se divi-
dido en dos dimensiones, una evalúa los síntomas
somáticos, mientras la otra se encarga de los sínto-
mas subjetivos de la ansiedad. Esto se presentó en
un formato tipo Likert con opciones de respuesta
que iban de 1 (Nada) a 4 (Poco).
Procedimiento
Para el diseño de la escala de autoconcepto en
mujeres se creó un plan de prueba con base en las
dimensiones propuestas por Esnaola et al., (2008).
Estas fueron la dimensión física, personal, ética-mo-
ral y de autorrealización. Todos los reactivos fue-
ron validados en su contenido por tres jueces ex-
pertos, quienes sugirieron algunas modicaciones,
agregando un reactivo y cambiando la redacción
de otros tres. En total, se originaron al pool de 27
reactivos para su análisis psicométrico. El instru-
mento se aplicó en línea mediante un formulario
de Google Forms. Quienes participaron, después
de aceptar el consentimiento informado eran con-
ducidas a la sección de datos sociodemográcos y
a las instrucciones para responder los instrumentos.
Considerando las limitaciones presupuestales del
proyecto y las restricciones sanitarias por COVID-19
vigentes durante la etapa de recolección de datos
del proyecto, fue necesario utilizar una estrategia de
muestreo por conveniencia, por lo que la muestra
considerando roles de género ni contextos socio-
culturales especícos. Por lo tanto, el presente estu-
dio aborda este vacío al proponer un instrumento
creado especícamente para mujeres mexicanas,
cuya experiencia de autoconcepto está inuida por
múltiples roles sociales y familiares.
Método
Al tener como objetivo la construcción y valida-
ción de un instrumento psicométrico, el diseño de
este estudio es instrumental, cuantitativo, y trans-
versal, analizando una muestra por conveniencia,
no representativa
Participantes
Respondieron el instrumento 425 mujeres con
edades comprendidas entre los 18 y los 62 años,
con un promedio de 33.03 (DT=9.19), residentes del
estado de Guanajuato, México. El 63.8% de ellas
contaban con estudios de licenciatura, el 18.8% de
posgrado, 14.6% de bachillerato y 2.8% de secun-
daria. En cuanto a su estado civil, el 42.2% eran sol-
teras, 37.2% casadas, 7.8% divorciadas, 6.6% viudas,
y 6.2% se encontraban en una relación de unión li-
bre. En la primera página del cuestionario se incluía
un formato de consentimiento donde se informaba
que la participación sería totalmente voluntaria, sus
datos serían condenciales, el objetivo del estudio,
el uso cientíco que se daría a los datos y el nom-
bre de la persona responsable del resguardo de sus
datos, atendiendo a los lineamientos éticos del Có-
digo Ético del Psicólogo (2007) y de la Ley Federal
de protección de datos personales en posesión de
los particulares (Cámara de Diputados del H. Con-
greso de la Unión, 2017). El procedimiento obtuvo
la aprobación del Comité Institucional de Bioética
en la Investigación de la Universidad de Guanajuato
con el folio P45-2021.
Instrumentos
Después del proceso de validación mediante
jueces expertos, se contó con un pool de 27 re-
Escala de autoconcepto en mujeres
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INICIO METODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS ANEXO
cos con desviaciones estándar >3 y dos casos con
muchos valores perdidos. Se vericó que todos los
reactivos midieran la misma dimensión mediante el
índice MSA, eliminando los reactivos que presenta-
ran valores <.5 (Lorenzo & Ferrando, 2021).
Luego, se vericó que era posible la factoriza-
ción de la matriz de correlaciones mediante el in-
dicador Kaiser Meyer Olkin (KMO) con valores ≥.7
y valores de p <.05 en la prueba de Bartlett. Los
factores se extrajeron mediante el método robusto
de mínimos cuadrados ponderados diagonalmen-
te. Se interpretó la matriz rotada mediante el mé-
todo normalizado Promax, descartando reactivos
que presentaran cargas inferiores a .4 en todos los
factores o superiores a .4 en más de un factor. Se
decidió conservar los factores que retuvieran por lo
menos tres indicadores con cargas ≥ .4, valores de
consistencia interna ≥.7, y que fueran congruentes
en su contenido conceptual con el modelo teórico. .
La bondad de ajuste se valoró como aceptable
al obtener valores de RMSEA (Raíz cuadrada me-
dia del error de aproximación) ≤.08, CFI (Índice de
ajuste comparativo) ≥.95, GFI (índice de bondad
de ajuste) ≥.90, TLI (Índice de Tucker Lewis) >.90.
El análisis factorial conrmatorio se realizó en el
programa JASP (2025), estimando las discrepancias
mediante el método de mínimos cuadrados ponde-
rados con media y varianza ajustados. La bondad
de ajuste se consideró adecuada al obtener valores
de RMSEA ≤.08, CFI ≥.95, GFI ≥.90 y SRMR (Raíz
cuadrada media estandarizada de residuos) ≤.08
(Brown, 2015).
Se estimó si el tamaño de la muestra fue ade-
cuado para el análisis al obtener valores de N crí-
tica de Hoelter (CN) superiores a 200. Atendiendo
a revisiones recientes que desaconsejan el uso de
alfa de Cronbach (Cho & Kim, 2015), la conabilidad
para cada factor fue estimada mediante la fórmula
omega de McDonald (Zinbarg, Revelle, Yovel & Li,
2005). Esta considera el nivel de medición categó-
rico ordinal de los reactivos. Se espera una estruc-
tura multidimensional, pero no se garantiza que
todos los reactivos tendrán cargas equivalentes en
no se considera representativa a la población. Las
participantes fueron contactadas a través de las re-
des sociales Facebook, Instagram y Whatsapp.
La primera página del cuestionario presentaba
la hoja de información, allí se explicaron los objeti-
vos del estudio, la información que se solicitaría, la
participación voluntaria y que los datos proporcio-
nados serían condenciales, quedando al resguar-
do de la investigadora responsable del proyecto.
Se proporcionaron los datos de contacto de la per-
sona investigadora y los del Comité de Ética de la
Universidad por si surgían duda o irregularidades.
El tiempo promedio de respuesta fue de diez minu-
tos. Se obtuvieron 434 respuestas en el transcurso
de quince días y se descartaron 9 casos por no estar
dentro de los criterios de inclusión, dejando el ta-
maño de muestra en 425 casos.
Estrategia de análisis
Para el diseño y análisis del instrumento se siguió
en general el procedimiento de validación psico-
métrica culturalmente relevante propuesto por Re-
yes-Lagunes y García y Barragán (2008), sustituyendo
el procedimiento de discriminación de reactivos por
el análisis de Medida de Adecuación Muestral (MSA,
Lorenzo & Ferrando, 2021) y las especicaciones del
análisis factorial exploratorio como se detallan a con-
tinuación. La base total fue dividida en dos mediante
el método Solomon, que permite obtener dos mues-
tras equivalentes para realizar análisis factoriales, ob-
teniendo un índice de comunalidad S=.99. Este al
ser cercano a uno indica la equivalencia entre ambas
muestras (Lorenzo-Seva, 2022).
Cada una de las bases utilizadas contó con 210
casos, de las cuales se utilizó una para el análisis
factorial exploratorio y otra para el análisis facto-
rial conrmatorio. El análisis factorial exploratorio
se realizó en el programa Factor (Ferrando & Seva,
2017). Atendiendo a la naturaleza ordinal de los re-
activos y a que algunos de ellos presentaban valo-
res de curtosis o sesgo >1 se analizó la matriz de
correlaciones policóricas (Ferrando et al, 2022). Se
descartaron también tres casos con valores atípi-
Escala de autoconcepto en mujeres
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INICIO METODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS ANEXO
sus respectivos factores (Trizano-Hermosilla & Alva-
rado, 2016; Dunn, Baguley & Brunsden, 2014). Para
poner a prueba la equivalencia del instrumento en-
tre mujeres de hasta 30 y más de 30 años se realizó
un análisis multigrupo con el programa JASP (2025),
ttomando como valores aceptables al comparar los
modelos de equivalencia congural, métrica y es-
tricta incrementos en χ2 que no fueran estadística-
mente signicativos, decrementos menores a .01 en
el índice CFI, e incrementos máximos de .015 en el
índice RMSEA (Chen, 2007).
Resultados
Se obtuvieron valores de MSA entre .75 y .96,
poSe obtuvieron valores de MSA entre .75 y .96,
por lo que se puede asumir que todos los reactivos
miden el mismo constructo. La prueba Kaiser-Me-
yer-Olkin obtuvo un valor =.92, y la prueba de esfe-
ricidad de Bartlett mostró valores estadísticamente
signicativos (χ2 =2319.9, gl=190, p<.001), indicando
que el tamaño de la muestra y la varianza comparti-
da entre los elementos hacen viable la extracción de
factores. El análisis muestra una solución de cinco
factores que explican en conjunto el 78% de la va-
rianza, obteniendo valores óptimos de bondad de
ajuste en todos sus indicadores (χ2 =28.97, gl=100,
p=.99; RMSEA<.001 IC 95% [<.001, .06], CFI=.99,
GFI=.97, TLI=1.0).
Como se observa en la Tabla 1, el primer factor
corresponde a la dimensión de dependencia, en
sentido contrario con el factor de autonomía ori-
ginalmente propuesto por Fitts (1972) y Esnaola
et al. (2008). Dos de los tres reeren a la necesi-
dad de agentes externos que aprueban y toman
decisiones por la persona. El segundo factor fue
nombrado ético-moral e integra cuatro reacti-
vos que presentan una percepción positiva de
honestidad, responsabilidad y conabilidad, más
un quinto reactivo que menciona una tendencia
a mentir frecuentemente y fue recodicado a la
inversa para preservar el mismo sentido del resto
de los reactivos.
El tercer factor, autorrealización, integra reac-
tivos que hablan de la capacidad para lograr ob-
jetivos y la satisfacción con lo logrado en la vida.
El cuarto factor corresponde a la dimensión social,
integrando ideas de una persona que disfruta y se
integra fácilmente en sus relaciones sociales. Final-
mente, el quinto factor corresponde al autoconcep-
to físico, integrando reactivos que presentan per-
cepciones positivas de la salud, la aceptación del
propio cuerpo y actividades de autocuidado.
Esta estructura factorial fue vericada mediante
un análisis factorial conrmatorio, cuyos resultados
se muestran en Tabla 2. Todas las cargas de las va-
riables observadas sobre sus respectivas variables
latentes obtuvieron valores estandarizados de z en-
tre 18.07 y 64.72, con valores de p<.001 para todos
los casos. Las covarianzas del factor dependencia
son negativas con el resto de los factores, mientras
que todos los demás factores tienen covarianzas
positivas entre sí. Estas relaciones son estadística-
mente signicativas con valores estandarizados de z
entre -13.71 y 50.43, con valores de p<.001 en todos
los casos.
El indicador χ2 =301.19, gl=160, p<.001, mues-
tra que las discrepancias entre las relaciones en el
modelo y las observadas en la matriz de datos son
estadísticamente signicativas. Sin embargo, el res-
to de los indicadores de bondad de ajuste se en-
cuentran dentro de valores óptimos. Con un valor
SRMR=.05, se puede asumir un nivel tolerable de
varianza residual una vez que se ha extraído la va-
rianza de las variables observadas para congurar
las variables latentes. Con un valor GFI=.99, se con-
cluye que la varianza explicada por el modelo en su
conjunto es adecuada.
El indicador CFI=.98 indica que el ajuste del mo-
delo es signicativamente mejor que el ajuste de
un modelo de relaciones nulas. El indicador RM-
SEA=.06, IC 90% [.05, .07] indica que podríamos
esperar un ajuste similar para este modelo al re-
plicarse el análisis en otras muestras de la misma
población. La N crítica de Hoelter obtiene valores
Escala de autoconcepto en mujeres
Actualidades en Psicología, 39(139), 2025.
26
INICIO METODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS ANEXO
Dependencia Ético Moral Autorrealización Social Físico
Varianza explicada 52.64% 8.93% 6.74% 5.33% 4.84%
Promedio/DT 2.51/1.03 4.23/1.14 3.87/1.02 3.69/1.06 3.48/0.9
Omega de McDonald .75 .95 .91 .80 .76
24. Necesito la aprobación de al-
guien más parasentirme tranquila
.81 .01 .00 .08 -.06
26. Puedo tomar
decisiones fácilmente
.58 -.09 -.07 -.07 -.03
25. Preero que alguien más elija
por mí
.55 -.20 -.11 -.06 .04
1. Considero que soy una
persona conable
-.07 .95 -.07 .13 -.03
9. Considero que
miento frecuentemente
-.19 .92 -.14 -.10 .00
7. Considero que soy una
persona honesta
-.01 .86 .11 .01 -.02
12. Me gusta hacer las
cosas correctamente
.15 .82 .23 -.01 -.03
11. Considero que soy una
persona responsable
.08 .57 .46 -.07 .06
3. Al mirar hacia atrás, estoy
orgullosa de lo que he logrado
hasta ahora
.01 .04 .93 -.01 -.05
5. Soy una persona determinada -.13 -.08 .85 .07 .04
6. Cuando me propongo algo,
lo logro
.04 .06 .84 -.04 .04
1. Me siento satisfecha con mi vida -.06 -.09 .74 .07 .07
4. Me gusta mi trabajo -.04 .11 .68 -.01 -.06
17. Me es sencillo hacer
nuevos amigos
-.06 -.14 -.05 .82 .01
13. Considero que soy una persona
a la que le gusta relacionarse con
los demás
.01 .06 .15 .75 -.03
Continúa
Tabla 1. Cargas factoriales de la matriz rotada, estadísticos descriptivos y conabilidad del análisis
factorial exploratorio del instrumento de autoconcepto
Escala de autoconcepto en mujeres
Actualidades en Psicología, 39(139), 2025.
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INICIO METODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS ANEXO
superiores a 200 (CNα=.05 =220.25), indicando que
el tamaño de muestra es adecuado para estimar
y aceptar los indicadores de bondad de ajuste del
modelo. En conjunto, estos indicadores señalan una
buena bondad de ajuste del modelo (Kline, 2016).
Ya conrmada la estructura factorial, se bus-
có vericar su equivalencia entre las mujeres que
tuvieran máximo 30 años y las que tuvieran 31 o
más mediante un análisis de invarianza. Las cargas
factoriales mostraron valores z entre 7.65 y 26.84
para las mujeres de máximo 30 años, y entre 7.16 y
27.67 para las mujeres de más de 30 años, en todos
los casos con valores de p<.001. Estos resultados
permiten concluir que la medición de autoconcepto
está compuesta por los mismos reactivos para am-
bas muestras, por lo que se cumple con la equiva-
lencia congural del instrumento.
Asumiendo la equivalencia congural, se com-
pararon los cambios en los indicadores de bondad
de ajuste para el modelo con diferentes restriccio-
nes de igualdad considerando los criterios de inter-
pretación de Chen (2007). Como se observa en la
Tabla 3, al incorporar restricciones en los pesos de
medición se observan incrementos no signicativos
en el índice χ2, decrementos menores a .01 en CFI
e incrementos inferiores a .015 en RMSEA, por lo
que se puede asumir que los pesos de medición
son equivalentes, cumpliéndose con la equivalencia
métrica para el instrumento en ambos grupos.
Al imponerse restricciones de igualdad en los
interceptos, se observó un incremento estadística-
mente signicativo en el indicador χ2, decrementos
mayores a .01 en CFI e incrementos mayores a .015
en RMSEA, por lo que no se puede asumir que los
interceptos sean equivalentes entre ambos grupos
de mujeres. Los datos normativos de los factores
del instrumento para las mujeres de 18 a 30 y 30 y
más años pueden consultarse en el anexo.1.
Para evaluar la validez del instrumento median-
te sus relaciones con criterios externos, se utiliza-
ron correlaciones Spearman entre los factores ya
identicados de autoconcepto con los factores de
la Escala de Autoestima de Rosenberg (Rosen-
berg, 1965) y del Inventario de Ansiedad de Beck
(Beck et al. ,1988). Como se observa en la Tabla 4,
las correlaciones del factor autorrealización son
estadísticamente signicativas y negativas con los
síntomas de ansiedad somática, ansiedad subje-
tiva y autoestima negativa, pero positivas con el
factor de autoestima positiva, relaciones teórica-
mente congruentes, dado que se esperaría que
quien considera que ha tenido logros satisfacto-
rios y signicativos en su vida reporte también
más autoestima y menos ansiedad.
18. Disfruto trabajar en equipo .10 .10 .04 .73 -.04
2. Considero que mi salud
es favorable
.06 .14 .09 -.14 .77
22. Me siento a gusto con
mi físico
-.16 -.21 -.03 .00 .73
23. Me gusta dedicar tiempo a
mi cuidado personal
.05 .11 .06 .13 .64
21. Disfruto realizar
actividades deportivas
.00 .12 -.14 .33 .40
Nota. Los puntajes de los reactivos 9 y 26 tenían una redacción negativa, por lo que fueron invertidos para pre-
servar el mismo sentido que el resto de los reactivos. Se observan índices de bondad de ajuste en niveles óptimos
(χ2 =28.97, gl=100, p=.99; RMSEA<.001 IC 95% [<.001, .06], CFI=.99, GFI=.97, TLI=1.0). Se utilizó el método de
rotación normalizado PROMAX.
Escala de autoconcepto en mujeres
Actualidades en Psicología, 39(139), 2025.
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INICIO METODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS ANEXO
Tabla 2. Cargas factoriales con intervalos de conanza, residuales, varianzas, covarianzas correlaciones y
Omega de McDonald en el análisis factorial conrmatorio de la Escala de Autoconcepto en Mujeres
Social Ético-Moral Dependencia Físico Realización
Reactivo Carga factorial [IC 95%] Residual
13 .95 [.87, .99] .08
17 .66 [.56, .76] .56
18 .63 [.52, .75] .59
7.95 [.92, .98] .09
10 .99 [.97, .99] .01
11 .90 [.86 .95] .18
12 .91 [.86, .97] .16
9.69 [.61, .78] .51
24 .78 [.70, .86] .39
25 .81 [.72, .90] .34
26 .81 [.72, .90] .34
20 .78 [.70, .87] .38
21 .59 [.49, .70] .64
22 .69 [.59, .79] .52
23 .77 [.70, .85] .39
1.83 [.78, .88] .30
3.87 [.83, .91] .24
4.80 [.73, .87] .35
5.93 [.90, .95] .13
6.90 [.86, .94] .18
Varianzas de factor, (Covarianzas) y [Correlaciones] Omega de
McDonald
Social .91 (-.57) (-.61) (-.63) (-.68) .75
Moral [.52] .91 (-.57) (-.57) (-.80) .92
Dependencia [-.46] [-.38] .61 (-.56) (-.68) .82
Físico [.47] [.43] [-.35] .62 (-0.77) .77
Realización [.54] [.63] [-.45] [.51] .70 .94
Nota. Los puntajes de los reactivos 9 y 26 tenían una redacción negativa, por lo que fueron invertidos para
preservar el mismo sentido que el resto de los reactivos. Se muestran valores estandarizados de las cargas
factoriales y los residuales. Todas las cargas factoriales, covarianzas y correlaciones fueron estadísticamente
signicativos con valores de p<.001. Se observaron índices adecuados de bondad de ajuste (SRMR=.05, GFI=.99,
CFI=.98, RMSEA=.06, IC 90% [.05, .07], CN(α=.05) =220.25) con excepción del índice χ2 ( χ2 =301.19, gl=160,
p<.001. Se muestran valores estandarizados.
Escala de autoconcepto en mujeres
Actualidades en Psicología, 39(139), 2025.
29
INICIO METODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS ANEXO
El autoconcepto físico, que habla del autocui-
dado y de contar con un buen estado de salud,
presenta un patrón similar, con correlaciones ne-
gativas con los síntomas de ansiedad somática y
subjetiva y la autoestima negativa, pero positivas
con la autoestima positiva. Por el contrario, el fac-
tor dependencia se asocia con mayores puntajes
en los factores de ansiedad somática y subjetiva y
la autoestima negativa, pero negativamente con el
factor de autoestima positiva. El factor de autocon-
cepto moral se asocia con puntajes más bajos en la
ansiedad somática y subjetiva y con puntajes más
altos de autoestima positiva. Finalmente, el factor
de autoconcepto social se asocia signicativamente
con puntajes más bajos en el factor de síntomas
somáticos de la ansiedad.
Tabla 3. Análisis de invarianza: Escala de Autoconcepto en Mujeres
Restricciones de igualdad Δ χ2 ΔCFI ΔRMSEA
En los pesos de medición χ2 =12.95, gl=11, p=.35 -.001 .002
En los interceptos χ2 =1532.18, gl=190, p<.001 -.203 .065
Tabla 4. Correlaciones entre factores de autoconcepto con ansiedad, autoestima y estrés parental
Autoestima
positiva
Autoestima
negativa
Ansiedad síntomas
somáticos
Ansiedad síntomas
subjetivos
Autoconcepto social .16 (-.01, .33) -.10 (-.27, .07) -.24** (-.40, -.06) -.12 (-.29, .06)
Autoconcepto moral .30** (.12, .45) -.14 (-.30, .04) -.28** (-.44, -.11) -.29** (-.44, -.12)
Autoconcepto
dependencia
-.48** (-.61, -.33) .38** (.22, .52) .18* (.003, .34) .36** (.19, .50)
Autoconcepto físico .51** (.37, .63) -.28** (-.44, -.11) -0.14 (-.31, .03) -.31** (-.46, -.13)
Autoconcepto
autorrealización
.64** (.52, .73) -.43** (-.56, -.27) -.28** (-.44, -.11) -.29** (-.44, -.11)
* Correlación signicativa .05 bilateral
**Correlación signicativa .01 bilateral.
Discusión
El objetivo de la presente investigación fue pre-
sentar las propiedades psicométricas de una escala
diseñada para medir el autoconcepto en mujeres,
debido a la ausencia de este tipo de instrumentos
para dicha población. En la revisión de la literatura, se
encontraron principalmente escalas unidimensiona-
les que miden un elemento especíco del autocon-
cepto, por ejemplo, la Escala de Autoconcepto Aca-
démico (Schmidt, Messoulam & Molina, 2008). Esta
escala buscaba medir varios componentes, como en
el caso de la escala de la Escala de Autoconcepto
AF5 de García y Musitu (2001), pero enfocado a una
muestra especíca: mujeres mayores de edad.
Otro de los aspectos importantes por considerar
dentro del presente estudio, es que este se centra
Escala de autoconcepto en mujeres
Actualidades en Psicología, 39(139), 2025.
30
INICIO METODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS ANEXO
en una tradición que ha considerado el autocon-
cepto como multidimensional (Fitts, 1972; Shavel-
son et al. 1976). Asimismo, se observa que, en inves-
tigaciones recientes llevadas a cabo en contextos
educativos y clínicos. Se conrma que un autocon-
cepto bajo se asocia con problemas emocionales
tales como ansiedad y depresión (Rojo-Ramos et
al., 2024; Ertema et al., 2025). Estos hallazgos re-
fuerzan la importancia de considerar los distintos
matices de este constructo en su análisis.
Los resultados muestran una escala conable en
todos sus factores, congruentes tanto su conteni-
do como en los cinco factores esperados de acuer-
do con la teoría (Fitts, 1972; Esnaola et al., 2008)
y en las relaciones entre sus componentes, como
se observó en las covarianzas del análisis factorial
conrmatorio y con índices de bondad de ajuste en
un nivel óptimo. Sobre este último punto, puede
señalarse que, a diferencia de otros instrumentos
que incluyen en sus muestras hombres y mujeres,
la muestra aquí analizada fue solo de mujeres; aun-
que esto es una consecuencia lógica del objetivo
del estudio. Sí debe hacerse notar que eso implica
haber analizado una muestra más homogénea, lo
que podría haber favorecido índices de bondad de
ajustes especialmente cercanos a lo ideal.
Tal como se ha observado en estudios previos
sobre autoconcepto y ansiedad, las relaciones de
los factores de autoconcepto con los de ansiedad
y autoestima constituyen también un elemento de
validez del instrumento al mostrar relaciones nega-
tivas entre la ansiedad y los factores positivos del
autoconcepto y positivas entre la ansiedad y el fac-
tor de dependencia (Guerrero-Barona, et al., 2019).
También, las relaciones los factores de autoestima
y los de autoconcepto son conceptualmente con-
gruentes y coinciden con lo encontrado en estudios
previos (Abdelrahman, 2018), dando cuenta de la
validez mediante criterios externos del instrumento.
El análisis de invarianza muestra que los reactivos
del instrumento y su estructura de cinco factores es
válida y puede aplicarse en mujeres de máximo 30
y más de 30 años. Esto es relevante considerando
cambios en roles como la maternidad que implica
este umbral de edad para la mayoría de las mexica-
nas (Inmujeres, 2018).
Las dimensiones de autoconcepto identica-
das en la muestra pueden interpretarse como
expresiones especícas del self. El autoconcepto
físico reeja la percepción corporal y salud; el so-
cial la integración interpersonal; el ético-moral, la
autoevaluación en términos de valores; la auto-
rrealización, la percepción de logros vitales; y la
dependencia como el grado de autonomía frente
a otros. En conjunto, estos elementos constituyen
facetas diferenciales del self, dan cuenta de su ca-
rácter jerárquico (Marsh et al., 2006).
Williams (2017) menciona que los indicadores
del autoconcepto dependen del rol social de los
participantes. En este sentido, debe llamar la aten-
ción que los reactivos originalmente diseñados
para medir autonomía quedaran fuera, dando lugar
únicamente a un factor inesperado, pero muy con-
sistente en su contenido y con buena conabilidad,
de dependencia. Este fue el factor con el promedio
más bajo, indicando que, para las mujeres en esta
muestra, la dependencia es el factor que menos las
dene. Sin embargo, sigue contando con puntajes
que casi alcanzan el punto medio, indicando que
no es una característica del todo ausente en ellas.
Esto contrasta con los puntajes especialmente
altos en factores valorativamente positivos como
moral y autorrealización, donde se observan punta-
jes muy cercanos al máximo de la escala. Estos se
asocian con menos ansiedad y mayor autoestima en
esta misma muestra. Este patrón, de alta valoración
moral y de autorrealización, pero puntajes cercanos
al punto medio en dependencia, pueden derivar de
una reacción de alerta y defensa ante los rasgos de
dependencia. Estas características de necesidad de
aprobación y delegación en otros de las decisiones
propias han sido tradicionalmente concebidas como
parte del estereotipo femenino. Incluso, han sido
valoradas desde esta visión estereotipada para fa-
vorecer el dominio masculino y la respectiva subor-
dinación femenina (Shnabel, et al., 2016). Así, se con-
Escala de autoconcepto en mujeres
Actualidades en Psicología, 39(139), 2025.
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INICIO METODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS ANEXO
sidera que la identicación de la dependencia como
un componente del autoconcepto de las mujeres,
valorado negativamente y al cual hay que prestar
atención, es en sí misma un hallazgo teórico. Y así,
puede ahora medirse de manera válida y conable
junto con los otros componentes del autoconcepto.
Esto abre además nuevas vetas de investigación
sobre las respuestas de reactancia de las mujeres
ante un estereotipo tradicional, que les encasilla
en roles de subordinación y ha permitido legitimar
socialmente condiciones discriminatorias como la
doble jornada (Vázquez, Cárcamo & Hernández,
2012). Además, se puede determinar que a partir
del modelo teórico de Marsh et al. (2018), el fac-
tor de dependencia podría interpretarse como una
dimensión que emerge culturalmente, y que está
modulada y vinculada con el contexto de género en
mujeres mexicanas.
Como limitaciones de este estudio debe recono-
cerse que, dadas las restricciones de la contingencia
sanitaria por COVID-19 vigentes al momento de la
recolección de datos, el muestreo fue por conve-
niencia, por lo que no representa a su población, y la
aplicación de las encuestas fue de forma virtual. Esto
limitó la recolección a un grupo especíco de la po-
blación que contaba con un dispositivo electrónico
como celular, tableta o computadora, acceso a inter-
net y redes sociales, y que además estuvieran den-
tro del alcance de las redes y contactos del equipo
de investigación, condicionando tanto la diversidad
como la cantidad de casos de la muestra.
También sobre el tamaño de la muestra, recien-
temente se han hecho accesibles procedimientos
como SENECA (Lorenzo-Seva & Ferrando, 2024).
Estos permiten analizar una pequeña muestra para
estimar el tamaño óptimo que la muestra nal debe
tener para realizar un análisis factorial. Desafortu-
nadamente, esta herramienta informática estuvo
disponible después de que la primera propues-
ta del presente artículo fue enviada para su revi-
sión. Aunque se obtuvieron valores adecuados en
índices tradicionales para estimar si el tamaño de
la muestra es adecuado para los análisis, como el
índice KMO y la N crítica de Hoelter, se reconoce
como una limitación el no haber estimado el tama-
ño necesario de la muestra como parte del diseño
de la investigación. Será necesario entonces conti-
nuar probando este instrumento en otras investi-
gaciones, con nuevos criterios de validez externa y
muestras diferentes más adelante, a n de ir recopi-
lando evidencias de su validez y conabilidad.
Aunque los resultados respaldan la utilidad del
instrumento en mujeres mexicanas, su validación
exclusiva en población femenina limita su genera-
lización, futuras investigaciones deberán evaluar la
invarianza por sexo para ampliar su aplicabilidad.
Adicionalmente, a partir de estudios realiza-
dos por Alcaide et al. (2025) y Ertema et al. (2025)
donde se ahonda en como los estilos de crianza
tendrán un impacto en los síntomas de ansiedad y
depresión que a su vez afectan el desarrollo del au-
toconcepto, se puede reconocer a la familia como
pieza fundamental en el desarrollo de este. Aunque
el presente estudio no abordó directamente el tema
de la inuencia familiar, se reconoce la relevancia de
explorarla en futuras investigaciones.
La escala de autoconcepto en mujeres mostró
evidencias de validez de constructo, al identicar
cinco factores teóricamente congruentes con los
modelos analizados (Fitts, 1972; Esnaola et al., 2008),
tanto en el análisis factorial exploratorio como en
el conrmatorio. Todos los factores mostraron ade-
más índices de conabilidad >.75. Sus relaciones
con las mediciones de ansiedad y autoestima son
también congruentes con lo teóricamente espera-
do, contando como evidencias de validez median-
te criterios externos del instrumento. La aparición
del factor dependencia en lugar del de autonomía
resulta teóricamente interesante y abre la posibili-
dad de nuevas vetas de investigación por abordar.
Es necesario seguir explorando el comportamiento
psicométrico de este instrumento en otras muestras
a n de ampliar las evidencias de su validez.
Escala de autoconcepto en mujeres
Actualidades en Psicología, 39(139), 2025.
32
INICIO METODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS ANEXO
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Escala de autoconcepto en mujeres
Actualidades en Psicología, 39(139), 2025.
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Anexo
Tabla 5. Datos normativos de los factores de autoconcepto
para mujeres mexicanas de 18 a 30 y 30 o más años
Autoconcepto
Social Moral Dependencia Físico Autorrealización
18-30 31+ 18-30 31+ 18-30 31+ 18-30 31+ 18-30 31+
M3.60 3.77 4.19 4.30 2.69 2.33 3.41 3.53 3.79 3.95
DT 1.06 1.07 1.10 1.13 1.07 1.03 0.96 0.91 1.04 1.03
Mín 1.00 1.00 1.00 1.00 1.00 1.00 1.00 1.25 1.00 1.00
Máx 5.00 5.00 5.00 5.00 5.00 5.00 5.00 5.00 5.00 5.00
Percentil 10 2.33 2.33 1.84 1.82 1.00 1.00 2.00 2.25 2.22 2.00
Percentil 20 2.67 2.67 4.00 4.20 1.67 1.33 2.50 2.75 3.00 3.40
Percentil 30 3.00 3.33 4.20 4.40 2.00 1.67 3.00 3.00 3.40 3.80
Percentil 40 3.33 3.67 4.40 4.60 2.33 2.00 3.25 3.35 3.80 4.00
Percentil 50 3.67 4.00 4.60 4.80 2.67 2.17 3.50 3.50 4.000 4.20
Percentil 60 4.00 4.00 4.80 4.80 3.00 2.33 3.75 3.75 4.20 4.40
Percentil 70 4.33 4.33 4.80 5.00 3.33 2.67 4.00 4.00 4.60 4.60
Percentil 80 4.67 4.93 5.00 5.00 3.67 3.33 4.25 4.50 4.80 4.80
Percentil 90 5.00 5.00 5.00 5.00 4.00 4.00 4.50 4.75 5.00 5.00