Estructura factorial del modelo de personalidad de cattell en una muestra colombiana y su relación con el modelo de cinco factores 1



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Participantes


La muestra para el estudio estuvo conformada por 1385 profesionales colombianos (43.5% mujeres y 56.5% hombres), que se encontraban desempeñando un cargo profesional en una entidad del Estado y que participaron en un concurso para la inscripción en carrera administrativa; el proceso fue realizado por el Laboratorio de Psicometría, por contratación de la entidad interesada. En la muestra se incluye variedad de formaciones profesionales; así mismo, se encuentra representada la totalidad de regiones del país. Para la conformación de la muestra se excluyeron los perfiles que resultaban inválidos por número de omisiones o multimarcas.

Instrumento


Se utilizó la versión española del Cuestionario de Personalidad de los 16 Factores (16PF) de R. B. Cattell, Forma A. El 16PF evalúa 16 factores de personalidad y cuenta con dos escalas de control: Distorsión Motivacional (DM) y Negación (N). Reporta además puntuaciones para cuatro factores de segundo orden, derivados de los 16 primarios. El instrumento, en los estudios originales, muestra altos valores en cuanto su confiabilidad, estimada mediante coeficientes de estabilidad, que se encuentran en un rango entre .63 y .88, para los diferentes factores (utilizando intervalos de dos meses, dos meses y medio, y cuatro años). La validez del instrumento original fue estimada mediante coeficientes de correlación entre los factores puros, obteniéndose índices en un rango entre .53 y .94, con una muestra de 958 sujetos (Cattell, 1985).

Procedimiento


En todos los casos se llevaron a cabo aplicaciones colectivas en sesiones simultáneas en 32 ciudades de Colombia; las respuestas se leyeron mediante lectora óptica y las puntuaciones brutas y típicas se obtuvieron mediante el Paquete Estadístico para las Ciencias Sociales (SPSS, por su sigla en inglés). Las bases de información contienen datos sobre género y región de procedencia de cada participante y sus respuestas en cada ítem de la prueba. Se construyeron bases de datos separadas con los puntajes brutos de los sujetos en cada factor original y empírico.

Para el análisis de los datos, ante todo se buscaron aquellos perfiles que según las puntuaciones en las escalas de Distorsión Motivacional (DM) y Negación (N) podrían suponerse sesgados por el participante; no hubo necesidad de excluir perfiles según este criterio, ya que los examinados se mostraron cooperativos y sinceros. Se hicieron análisis de los elementos (ítems) y de la prueba por factores. Todos ellos se realizaron utilizando el SPSS. Para el análisis de elementos se tuvieron tantas variables como ítems tiene el cuestionario (187). Como medida de tendencia del grupo en cada ítem se obtuvieron las medianas de cada elemento y como indicador de su poder de discriminación, se estimaron las correlaciones correspondientes entre cada ítem y el factor al que pertenece. Además, como índice del efecto de cada ítem sobre la confiabilidad del factor, se estimó la consistencia interna de cada uno de ellos (alfa de Cronbach) excluyendo cada uno de los ítems.

El análisis de la prueba incluyó las estimaciones de la consistencia interna (alfa de Cronbach) de cada factor, y diferentes tipos de análisis factorial. Inicialmente se realizó un análisis factorial exploratorio (técnica R), incluyendo todos los ítems, sin imponer ningún tipo de restricción a la solución factorial. Posteriormente, se realizó un análisis factorial de tipo confirmatorio, buscando aislar los 16 factores primarios propuestos por Cattell, imponiendo la extracción de 16 factores. Siempre se utilizó el método de extracción por ejes principales y rotación de tipo Varimax. Las soluciones factoriales extraídas se compararon, en cuanto a composición, con la estructura original del instrumento. Se estimaron índices de correlación de Pearson entre los puntajes obtenidos por los sujetos en los 16 factores originales y los factores aislados empíricamente. Posteriormente, se buscó aislar los factores de segundo orden derivados de los primarios. Se tomaron los puntajes en los factores de primer orden y se sometieron a análisis factorial (extracción por ejes principales y rotación Varimax), sin ningún tipo de restricción. Este procedimiento se llevó a cabo separadamente para los 16 factores originales y para los factores extraídos empíricamente.

Resultados

Confiabilidad de los factores


Se estimó el coeficiente alfa de Cronbach para cada factor. Un primer análisis de consistencia interna (tabla 2), arrojó índices de homogeneidad inferiores a .2 para los factores M, N y Q1 (bajos); entre .21 y .4 para los factores A, B, E, G, I, L, Q2 y Q3 (medios); y superiores a .41 para los factores C, F, H, O y Q4 (altos), siendo el último el de mayor consistencia. En los factores con índices bajos se evidencia una inexistente correspondencia entre los ítems de estos factores; se deduce que los reactivos de estos factores no están relacionados con el puntaje total del factor, afectando así su validez. En cuanto los factores que presentaron índices medios de homogeneidad, se puede decir que aunque existe relación entre los reactivos de la escala y su puntaje total, esta relación no es lo suficientemente fuerte como para afirmar que el factor sea realmente consistente.

Tabla 2
Consistencia interna para cada uno de los factores del 16PF.



Factor

# de Items

Alfa (original)

Ítems excluidos

Alfa
(excluyendo ítem)


A

13

.282

4

.367

B

13

.258

5

.348

C

13

.633

1

.645

E

13

.242

6

.345

F

13

.421

2

.444

G

10

.277

3

.357

H

13

.671

4

.698

I

10

.310

4

.332

L

10

.301

4

.385

M

13

.099

7

.304

N

10

.071

4

.185

O

13

.515

3

.554

Q1

10

.047

7

.185

Q2

10

.244

3

.364

Q3

10

.311

3

.413

Q4

13

.652

6

.721

DM

15

.747

1

.753

N

22

.221

13

.494

A raíz de estos resultados, se llevó a cabo un trabajo de depuración de cada factor, sin importar si su consistencia interna fue baja o alta en principio. Se excluyeron de cada factor aquellos ítems que no presentaban correlación con su puntaje total y se estimó el índice alfa para los reactivos que sí la tenían, estimando así el máximo índice de confiabilidad posible (tabla 2). Como se observa, todos los factores obtuvieron un índice mayor al original, a expensas de la eliminación de algunos de sus elementos. Sin embargo, los factores N y Q1 no mostraron índices aceptables de homogeneidad; esto es signo de la baja confiabilidad de estos factores en esta muestra. Por su parte, el factor M logró alcanzar una consistencia media, aunque fue necesario excluir siete de sus 13 elementos. Los demás factores también logran una homogeneidad aceptable, siendo el factor Q4 el que mejor índice obtiene después de la depuración. En total, fueron 66 ítems los que, dadas sus características psicométricas, tuvieron que ser excluidos de sus respectivos factores.

Al hacer el mismo análisis a las escalas de control, DM y N, se estimó un índice inicial de .75 para DM y .22 para N (tabla 2); la primera de ellas solamente presentó un elemento que no encontraba relación con la escala total, mientras que la segunda presentó 13 ítems (de 22) sin ningún tipo de relación. Esto indica que la escala de Distorsión Motivacional se muestra confiable y homogénea, mientras que la escala de Negación presenta una baja consistencia entre sus elementos. Se debe tener en cuenta además, que estas escalas no cuentan con un grupo de reactivos propios, sino que se basan en las respuestas extrañas o aceptadas socialmente, de ítems pertenecientes a algunos factores de primer orden.




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