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Análisis de la dimensionalidad de la Escala de Autoestima de Rosenberg en una muestra de adolescentes valencianos

Authors:

Abstract

This work analyzes the dimensionality and the reliability of Rosenberg’ s Self-Esteem Scale in a sample of 488 students from the Valencian Community (210 men and 278 women). The average age was 15.82 years old with a standard deviation of .75 years. The dimensionality was analyzed by confirmatory factorial analysis of competitive models in order to determine the importance of the effects of the method. The results obtained suggest that method effects should be taken into account. The fit indexes obtained indicate that the scale is one dimensional in the women sample, but not in the men sample because any of the models analyzed in this sample show an acceptable fit. The internal consistency data obtained in the women sample indicate that all the items contribute to the proper functioning of the instrument. In order to analyze the test-retest reliability, the questionnaire was administered to 47 students (17 men and 30 women) on two separate occasions within a time period of two weeks. The average age of the students was 15.53 with a standard deviation of .95. The results also support the temporal stability of this instrument in the temporal period analyzed.
REVISTA: Revista de Psicologí a. Universitas Tarraconensis
FECHA: 2000, 22, 29-42
Análisis de la Dimensionalidad de la Escala de Autoestima de Rosenberg en una Muestra de
Adolescentes Valencianos
An Analysis of the Dimensionality of the Rosenberg Self-Esteem Scale in a sample of Valencian
Adolescents
Francisco Luis Atienza González
Yolanda Moreno Sigüenza
Isabel Balaguer Solá
Universitat de València
e-mail para contacto electrónico: francisco.l.atienza@uv.es
2
Resumen
En este trabajo se analiza la dimensionalidad y fiabilidad de la Escala de Autoestima de Rosenberg
en una muestra de 488 estudiantes de la Comunidad Valenciana (210 varones y 278 mujeres), con
una media de edad de 15,82 años y desviación tí pica de ,75 años. La dimensionalidad de la
escala fue analizada a través de análisis factorial confirmatorio de modelos competitivos, con el
fin de determinar la importancia de los efectos de método. Los resultados obtenidos sugieren la
necesidad de tener en cuenta en esta escala la presencia de efectos de método. Los í ndices de
bondad de ajuste obtenidos permiten aceptar la unidimensionalidad de la escala en la muestra de
mujeres, pero no en la muestra de varones ya que ninguno de los modelos hipotetizados en esta
muestra presenta un ajuste aceptable. Los datos de consistencia interna obtenidos en la muestra de
mujeres indican que todos los items contribuyen al buen funcionamiento del instrumento. Para
analizar la estabilidad temporal de la puntuación de esta escala se realizó un test-retest a 47
estudiantes (17 varones y 30 mujeres) con una media de edad de 15.53 años y desviación tí pica
de ,95 años, en un periodo temporal de dos semanas. Los resultados obtenidos también ofrecen
apoyo a la estabilidad temporal de la puntuación de esta escala en el periodo temporal analizado.
Palabras clave
Escala de Autoestima de Rosenberg, análisis factorial confirmatorio, modelos competitivos,
fiabilidad.
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Abstract
This work analyzes the dimensionality and the reliability of Rosenberg’s Self-Esteem Scale in a
sample of 488 students from the Valencian Community (210 men and 278 women). The average
age was 15.82 years old with a standard deviation of .75 years. The dimensionality was analyzed
by confirmatory factorial analysis of competitive models in order to determine the importance of
the effects of the method. The results obtained suggest that method effects should be taken into
account. The fit indexes obtained indicate that the scale is one-dimensional in the women sample,
but not in the men sample because any of the models anayzed in this sample show an acceptable
fit. The internal consistency data obtained in the women sample indicate that all the items
contribute to the proper functioning of the instrument. In order to analyze the test-retest
reliability, the questionnaire was administered to 47 students (17 men and 30 women) on two
separate occasions within a time period of two weeks. The average age of the students was 15.53
with a standard deviation of .95. The results also support the temporal stability of this instrument
in the temporal period analyzed.
Key words
Rosenberg Self-Esteem Scale, confirmatory factor analysis, competitive models, reliability
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Análisis de la Dimensionalidad de la Escala de Autoestima de Rosenberg en una Muestra de
Adolescentes Valencianos
Rosenberg (1965) fue uno de los primeros autores que señaló la necesidad de dejar de
evaluar la autoestima a través de instrumentos en los que se solicitaba al sujeto que se valorara a
mismo en diversas cualidades y habilidades personales específicas. Rosenberg centró su trabajo
en el estudio de la autoestima global, criticando la evaluación de la autoestima a través de
instrumentos, como el Inventario de Autoestima de Coopersmith (Coopersmith, 1967), en los que
el sujeto se valora en diferentes facetas de su vida y la puntuación total es interpretada como el
nivel de autoestima del individuo. Frente a esta postura, Rosenberg propone evaluar la autoestima
de forma holí stica desarrollando su Escala de Autoestima (Rosenberg Self-Esteem Scale RSE;
Rosenberg, 1965), que pretende evaluar directamente la autoestima global a través de í tems que
reflejan sentimientos generales sobre el self. Para Rosenberg (1965), la autoestima reflejarí a la
actitud global que una persona tiene con respecto a su valí a e importancia.
La postura defendida por Rosenberg, y en base a la cual desarrolló los items de su Escala de
Autoestima, ha sido utilizada en el desarrollo de las subescalas de autoestima global de
instrumentos de gran relevancia actual en la evaluación del self, como son los perfiles de auto
percepción elaborados por Harter (Harter, 1985, 1988; Messer y Harter, 1986; Neeman y Harter,
1986; Renick y Harter, 1988) y los cuestionarios de auto descripción elaborados por Marsh
(1992a, 1992b, 1992c, 1993).
La Escala de Autoestima de Rosenberg ha sido ampliamente analizada. Tanto Wylie (1974)
como Chiu (1988), en sus respectivas revisiones de las medidas de autoestima, señalan que la
Escala de Autoestima de Rosenberg es considerada como una de las mejores medidas de
autoestima global. El análisis de su consistencia interna ha mostrado que esta escala es
5
internamente consistente tanto en muestras de adolescentes (Francis y Wilcox, 1995; Hagborg,
1996; McCarthy y Hoge, 1982), como de estudiantes universitarios (Fleming y Courtney, 1984;
Little, Williams, y Hancock, 1997; Silber y Tippett, 1965) y adultos (Dobson, Goudy, Keith, y
Powers, 1997; Ward, 1977). Además, su estabilidad temporal ha sido confirmada en diferentes
periodos temporales como son 1 semana (Fleming y Courtney, 1984), 2 semanas (Silber y
Tippett, 1965), 6 meses (Byrne, 1983) y un año (McCarthy y Hoge, 1982). Sin embargo, uno de
los aspectos que ha sido cuestionado ha sido la naturaleza unidimensional de esta escala. Así ,
mientras que algunos estudios que han analizado la estructura factorial de este instrumento, han
obtenido apoyo a su estructura unifactorial (Fleming y Courtney, 1984; Hensley, 1977; Shevlin,
Bunting y Lewis, 1995), otros, sin embargo, han obtenido resultados que apoyan una estructura
bifactorial de autoestima positiva y negativa (Hensley y Roberts, 1976; Kaplan y Pokorny, 1969).
Una solución bifactorial diferente fue la propuesta por Kaufman, Rasinsky, Lee y West (1991).
Estos autores, tras realizar un primer análisis factorial exploratorio de una versión revisada de la
escala de Rosenberg, propusieron una estructura bifactorial de la escala, denominada
evaluaciones generales sobre sí mismo” y “evaluaciones transitorias”.
En los resultados discrepantes obtenidos en los diversos estudios realizados, hay que tener
en cuenta que las muestras utilizadas han sido muy variadas, incluyendo a muestras de estudiantes
universitarios (Fleming y Courtney, 1984; Shevlin y cols., 1995), adolescentes (Pastor, Navarro,
Tomás y Oliver, 1997; Tomás y Oliver, 1999), adultos (Salgado e Iglesias, 1995) y personas
mayores (Dobson y cols., 1979). Otro aspecto a tener en cuenta es que no todos los estudios han
utilizado la escala original, sino que han utilizado escalas reducidas, como es el caso de Kaufman
y cols. (1991) o Marsh (1996). Por último, un aspecto que también consideramos relevante en la
compresión de la disparidad de resultados obtenidos, es el de la estrategia de análisis utilizada
6
para analizar la dimensionalidad de esta escala. Así , mientras que algunos estudios han utilizado
el análisis factorial exploratorio, como es el caso de Carmines y Zeller (1979), otros han utilizado
el análisis factorial confirmatorio, como es el caso de Bachman y O’ Malley (1977), y otros una
combinación de los dos, como es el caso de Kaufman y cols. (1991). Sin embargo, la tendencia
más reciente es la de utilizar modelos competitivos de análisis factorial confirmatorio, en los que
se ponen a prueba distintos modelos que incluyen efectos de método (Marsh, 1996; Salgado e
Iglesias, 1995; Pastor y cols., 1997; Tomás y Oliver, 1999).
En nuestro paí s, tanto Salgado e Iglesias (1995) como Pastor y cols. (1997) y Tomás y
Oliver (1999) han utilizado el análisis factorial confirmatorio con modelos competitivos para
analizar la dimensionalidad de este instrumento. Sin embargo, mientras que los resultados de
Salgado e Iglesias (1995) apoyarí an la bidimensionalidad de la escala, los más recientes
resultados de Pastor y cols. (1997) y Tomás y Oliver (1999) apoyan su unidimensionalidad, así
como la presencia de efectos de método. El estudio de Salgado e Iglesias (1995), ha sido
criticado recientemente por Tomás y Oliver (1999) por no considerar en los modelos analizados
uno que plantease un factor de autoestima global y dos factores de método.
El objetivo del presente estudio ha consistido en analizar en una muestra de adolescentes la
dimensionalidad de esta escala, utilizando como estrategia de análisis la reciente tendencia de
realizar análisis factorial confirmatorio de modelos competitivos. Este análisis se ha
complementado con un análisis de la consistencia interna de la escala, así como de su estabilidad
temporal. Todos estos análisis fueron realizados de forma independiente para varones y mujeres,
debido a que el sexo ha mostrado ser una variable diferencial importante en cuanto al self
(Atienza, Balaguer, Garcí a-Merita y Moreno, 1997; Byrne, 1996; Fox y Corbin, 1989; Garcí a-
7
Merita y cols., 1999; Harter, 1985), y debido a que como señala Marsh (1996) los efectos de
método pueden variar en función de terceras variables, como es el caso del sexo.
Método
Sujetos
La muestra utilizada en el presente estudio estuvo formada por 488 estudiantes (varones =
210, mujeres = 278) de diferentes centros de bachillerato y educación secundaria de la Comunidad
Valenciana, con un rango de edad comprendido entre los 15 y 17 años (M = 15,82; DT = ,75).
Posteriormente, y con el objeto de analizar la fiabilidad test-retest de esta escala en un periodo
temporal de dos semanas, la escala fue administrada en dos ocasiones a una segunda muestra de
47 sujetos (varones = 17 mujeres = 30) con un rango de edad comprendido entre los 14 y 17 años
(M = 15,53; DT = ,95).
Instrumento
Escala de Autoestima de Rosenberg (Rosenberg, 1965). Este cuestionario consta de una
escala de 10 í tems, de los cuales 5 están redactados de forma positiva y 5 de forma negativa.
Inicialmente, esta escala fue desarrollada mediante la técnica del escalograma de Guttman. Sin
embargo, Wylie (1989) y Balscovich y Tomaka (1991), destacan que la mayorí a de los
investigadores que la han utilizado han preferido utilizar una escala con formato tipo Likert de 4
puntos. En el presente trabajo hemos utilizamos la tradución de la escala aparecida en la versión
en castellano del libro de Rosenberg (1973), y la escala de respuesta utilizada ha sido una escala
tipo Likert de 4 puntos (Apéndice 1).
Análisis estadí sticos
Para analizar la dimensionalidad de la escala de Autoestima de Rosenberg se realizaron
análisis factoriales confirmatorios de modelos competitivos, siguiendo la tendencia actual de
8
analizar la dimensionalidad de esta escala poniendo a prueba distintos modelos que incluyen
efectos de método (Marsh, 1996; Salgado e Iglesias, 1995; Pastor y cols., 1997; Tomás y Oliver,
1999). Los análisis factoriales confirmatorios fueron realizados utilizando el método de máxima
verosimilitud del programa LISREL 8 (Jöreskog y Sörbon, 1993), y tomando como input para el
análisis de los datos la matriz de covarianza entre los items. En base a los resultados obtenidos
por Salgado e Iglesias (1995), Pastor y cols. (1997) y Tomás y Oliver (1999) se hipotetizaron los
siguientes cinco modelos:
Modelo 1: modelo unifactorial que asumió la existencia de una variable latente referida a la
autoestima global y en el que los errores de medida de cada uno de los í tems serían
independientes (Véase Figura 1).
Modelo 2: modelo bifactorial que asumió la existencia de dos variables latentes
correlacionadas (Autoestima positiva y Autoestima negativa) en el que los errores de medida de
cada uno de los í tems serí an independientes (Véase Figura 1).
Modelo 3: modelo bifactorial basado en la propuesta de Kaufman y cols. (1991) con un
factor general de evaluación general de sí mismo y un factor de evaluación transitoria del sí
mismo (Véase Figura 1).
Modelo 4: modelo de un factor general en el que los efectos de método fueron
especificados correlacionando los errores de los ítems invertidos y los de los í tems no invertidos
(Véase Figura 1). Hay que señalar que al hipotetizar este modelo, tanto en la muestra de varones
como en la muestra de mujeres, la solución ofrecida mostró que, al igual que sucedió en los
estudios de Marsh (1996) y de Tomás y Oliver (1999), se trataba de una solución no
adecuadamente identificada. Para solucionar este problema se procedió, al igual que en el estudio
de Tomás y Oliver (1999), a fijar a cero la correlación entre los errores de dos items (items 8 y
9
10), la cual no era significativa en ninguna de las dos muestras. Tras este cambio se obtuvo una
solución adecuada, siendo sus í ndices de bondad los ofrecidos en las Tablas I y II.
Modelo 5: modelo de tres factores con un factor de autoestima global y dos factores de
método -í tems invertidos vs. í tems no invertidos- (Véase Figura 1).
Por favor, insertar Figura 1
Los í ndices de bondad analizados fueron: el cociente ji-cuadrado/grados de libertad
(CHI/GL), la raí z del promedio de los cuadrados de los residuales (RMR), el índice de bondad
de ajuste (GFI), el í ndice de ajuste no normativo (NNFI), y el índice de ajuste comparativo
(CFI).
La consistencia interna de la escala fue analizada a través del calculo de los siguientes
estadí sticos: a) el alpha de Cronbach; b) la correlación corregida í tem-total; y c) el alpha de
Cronbach teniendo en cuenta la eliminación de items. Por último, la estabilidad temporal de la
escala fue analizada a través del cálculo de la correlación test-retest para un periodo temporal de
dos semanas.
Resultados
Análisis Factorial Confirmatorio
En las Tablas I y II se muestran los í ndices de bondad de ajuste de los modelos
hipotetizados. Destaca, en primer lugar, la diferencia existente entre los í ndices de bondad
obtenidos para la muestra de varones y los obtenidos para la muestra de mujeres. A la vista de los
datos obtenidos en cada uno de los modelos hipotetizados, podemos apreciar que los modelos
reproducen mejor la matriz observada en la muestra de mujeres. En la muestra de varones, en
cambio, ninguno de los modelos analizados tiene un buen ajuste. En segundo lugar, destaca el que
los índices de bondad obtenidos muestran que, tanto en la muestra de varones como en la
10
muestra de mujeres, el peor ajuste es el obtenido por los modelos que únicamente hipotetizan
factores de contenido (Modelos 1, 2, y 3). Además, en el Modelo 2, la correlación entre los
factores de contenido autoestima positiva y autoestima negativa fue muy elevada tanto para la
muestra de varones como para la de mujeres (.80 y .90, respectivamente), indicando una elevada
varianza común entre los dos factores. Lo mismo sucedió con la correlación entre los dos factores
de contenido del Modelo 3, de evaluación general y evaluación transitoria del sí mismo, siendo de
.78 para la muestra de varones y de .77 para la muestra de mujeres.
Sin embargo, los modelos que incluyen factores de método (Modelos 4 y 5) muestran un
mejor ajuste con los datos, tal y como se deduce de los menores valores obtenidos en CHI/GL y
RMR, que son inferiores en la muestra de mujeres a 3 y a .05 respectivamente (Véase Tabla II), y
que por tanto indican que en la muestra de mujeres estos dos modelos son una representación
parsimoniosa de los datos y que la matriz de covarianza muestral e hipotetizada presentan un
buen ajuste (Carmines y McIver, 1981). El mejor ajuste con los datos de los modelos que incluyen
factores de método (Modelos 4 y 5), puede verse también en los mayores valores obtenidos en
GFI, NNFI y CFI, que son superiores en la muestra de mujeres a .90, y por tanto indicadores
también de que en estos dos modelos no existen diferencias entre el modelo y los datos
(Bisquerra, 1989). (Véase Tabla II)
Por tanto, si bien es en los dos modelos que incluyen efectos de método (Modelos 4 y 5)
donde se presenta un mejor ajuste con los datos, el ajuste sólo puede ser considerado adecuado en
la muestra de mujeres, ya que en la muestra de varones ninguno de los modelos analizados tiene
un buen ajuste.
Por favor, incluir Tablas I y II
11
En la Tabla III, se presentan las saturaciones factoriales obtenidas en la muestra de mujeres
en los modelos que incluyen efectos de método (Modelos 4 y 5). Tal y como puede observarse en
la Tabla III, todas las saturaciones obtenidas en el factor de autoestima global mostraron ser
significativas a un nivel de significación del 1%. En la tabla III, también puede observarse como
las satuaciones factoriales de los factores de autoestima positiva y autoestima negativa del
Modelo 5 indican la presencia de efectos de método en siete de los diez items de la escala. La
correlación obtenida entre los dos factores de método hipotetizados en el Modelo 5 no fue
significativa, para la muestra de mujeres (φ1,2=0.18; EE= .12; p>.05), indicando que estamos
ante factores de método ortogonales.
Por favor, incluir Tabla III
Análisis de fiabilidad
Dado que como ya se ha señalado, en la muestra de varones ninguno de los modelos ajusta
satisfactoriamente, no se ha procedido a calcular la consistencia interna de la escala en la muestra
de varones, ya que los modelos analizados no han podido probar previamente en esta muestra que
la escala sea unidimensional. Por tanto, la consistencia interna de la escala únicamente se ha
calculado para la muestra de mujeres. El alpha de Cronbach indica esta escala tiene una buena
consistencia interna para el grupo de mujeres (αmujeres = .86). Tal y como puede verse en la Tabla
IV, no hay ningún ítem cuya eliminación aumente la consistencia interna de la escala en la
muestra de mujeres. Por tanto, podemos considerar que todos los items contribuyen al
funcionamiento de la misma.
Por favor, incluir Tabla IV
12
Dado que la estabilidad temporal, en cambio, si que es un aspecto diferenciado, el test-retest
nos da una información útil tanto para la muestra de varones como para la de mujeres. El análisis
de la fiabilidad test-retest muestra que las respuestas son temporalmente estables tanto para el
grupo de los varones (r = . 86, p< .001), como para el de las mujeres (r = . 64, p<.001), en el
periodo temporal analizado de dos semanas.
Discusión
Los resultados obtenidos en este estudio, en el que se ha analizado la dimensionalidad de la
Escala de Autoestima de Rosenberg a través de análisis el análisis factorial confirmatorio de
modelos competitivos, sugieren en la muestra de mujeres la existencia de un único factor de
autoestima global subyacente. En cambio, en la muestra de varones, y a pesar de que los modelos
que presentan efectos de método han mostrado un mejor ajuste, no podemos concluir del mismo
modo dado que ninguno de los modelos analizados ha presentado un ajuste satisfactorio. Los
resultados obtenidos, en la muestra de mujeres, en cuanto a la estructura unidimensional de este
instrumento y en cuanto a la necesidad de tener en cuenta la presencia de efectos de método, van
en la lí nea de los obtenidos por Marsh (1996), Pastor y cols. (1997) y Tomás y Oliver (1999).
Hemos de aceptar la falta de ajuste en la muestra de varones, ya que en modelos grandes y
grandes muestras es tolerable un ajuste aproximado debido a la potencia del test (muestra grande)
y a la acumulación de errores (modelo grande), pero aquí el modelo es pequeño (10 variables) y
la muestra reducida (210 sujetos) por lo que, incluso los mejores modelos (Modelos 4 y 5) tienen
un ajuste inadecuado.
En base a los resultados obtenidos en nuestro estudio, coincidentes con estudios previos en
mostrar la adecuada estabilidad temporal de esta escala, la adecuada consistencia interna,
unidimensionalidad y presencia de efectos de método en la muestra de mujeres, coincidimos con
13
lo señalado por Marsh (1996), Pastor y cols. (1997) y Tomás y Oliver (1999) relativo a la
necesidad de tener en cuenta en la aplicación de esta escala, el que sus efectos de método pueden
infra o sobreestimar las verdaderas relaciones que se establezcan con otras variables.
En los estudios mencionados, los efectos de método de la escala de Rosenberg han sido
analizados sin diferenciar entre varones y mujeres. En nuestro estudio, por contra, hemos tenido
en cuenta la posible influencia de la variable género en la presencia de efectos de método en la
escala de Rosenberg. Los resultados obtenidos en nuestro estudio parecen sugerir que la
dimensionalidad y los efectos de método de esta escala podrí an ser considerados de forma
diferencial en función de la variable género. Este resultado nos hace plantear la necesidad de
nuevos estudios que permitan establecer si este resultado es debido a particularidades de nuestra
muestra, o si en cambio pueden ser generalizados, no solo al rango de edad considerado en este
estudio, sino también a otros rangos de edad y otros niveles educativos, ya que como señala
Marsh (1996) los efectos de método pueden variar en función de este tipo de variables.
14
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19
Tabla I
Índice
Modelo 1 Modelo 2 Modelo 3 Modelo 4 Modelo 5
CHI 233.12 192.85 197.20 85.73 111.56
GL 35 34 34 16 24
CHI/GL 6.66 5.67 5.80 5.35 4.65
RMR .08 .08 .08 .05 .06
GFI .83 .86 .86 .93 .92
NNFI .69 .75 .74 .76 .80
CFI .76 .81 .80 .92 .89
20
Tabla I
Índices de Bondad de Ajuste de los 5 Modelos Factoriales. Varones
Nota. Todos los í ndices Ji- Cuadrado fueron significativos (p<.001). CHI= ji-cuadrado; GL=
grados de libertad; RMR= raíz del promedio de los cuadrados de los resíduos; GFI= índice de
bondad de ajuste; NNFI= í ndice de ajuste no normativo; CFI= í ndice comparativo de ajuste.
21
Tabla II
Índice
Modelo 1 Modelo 2 Modelo 3 Modelo 4 Modelo 5
CHI 154.82 122.25 113.87 33.92 48.03
GL 35 34 34 16 24
CHI/GL 4.42 3.59 3.35 2.122.00
RMR .06 .05 .05 .02 .03
GFI .89 .92 .92 .98 .97
NNFI .89 .92 .93 .96 .97
CFI .92 .94 .94 .99 .98
22
Tabla II
Índices de Bondad de Ajuste de los 5 Modelos Factoriales. Mujeres
Nota. Todos los í ndices Ji- Cuadrado fueron significativos (p<.001). CHI= ji-cuadrado; GL=
grados de libertad; RMR= raíz del promedio de los cuadrados de los resíduos; GFI= í ndice de
bondad de ajuste; NNFI= í ndice de ajuste no normativo; CFI= í ndice comparativo de ajuste.
23
Tabla III
Items Modelo 4 Modelo 5
1.72 .79 (AE) / .04 (POS) *
2.96 .88 (AE) / .08 (NEG) *
3.58 .63 (AE) / .34 (POS)
4.65 .69 (AE) / .34 (POS)
5.54 .50 (AE) / .19 (NEG)
6.70 .74 (AE) / .34 (POS)
7.71 .75 (AE) / .42 (POS) *
8.50 .43 (AE) / .19 (NEG)
9.58 .53 (AE) / .28 (NEG)
10 .73 .62 (AE) / .96 (NEG)
24
Tabla III
Saturaciones Estandarizadas de los Ítems en el Modelo 4 y 5. Mujeres
Nota. AE = autoestima global; POS = autoestima positiva; NEG = autoestima negativa.
* No significativa a un nivel de significación del 5%
25
Tabla IV
Items Media escala Varianza escala Correlación Alpha
con ítem con ítem corregida con ítem
eliminado eliminado í tem-total eliminado
124.87 19.67 .62 .85
225.08 19.03 .71 .84
324.86 21.12 .51 .85
425.02 20.24 .59 .85
525.20 20.49 .45 .86
625.18 19.33 .67 .84
725.21 19.24 .69 .84
825.77 20.10 .42 .86
925.79 20.37 .49 .86
10 25.37 18.37 .65 .84
26
Tabla IV
Propiedades de los Items de la Escala de Rosenberg. Mujeres
27
Apéndice 1
INSTRUCCIONES: Por favor, lee las frases que figuran a continuación y señala el nivel de
acuerdo o desacuerdo que tienes con cada una de ellas, marcando con un aspa la alternativa
elegida. Los números indican lo siguiente: 1 = Muy en desacuerdo; 2= En desacuerdo; 3 = De
acuerdo; 4 = Muy de acuerdo.
1. Me siento una persona tan valiosa como las otras 1 2 3 4
2. Generalmente me inclino a pensar que soy un fracaso 1 2 3 4
3. Creo que tengo algunas cualidades buenas 1 2 3 4
4. Soy capaz de hacer las cosas tan bien como los demás 1 2 3 4
5. Creo que no tengo mucho de lo que estar orgulloso/a 1 2 3 4
6. Tengo una actitud positiva hacia mí mismo/a 1 2 3 4
7. En general me siento satisfecho/a conmigo mismo/a 1 2 3 4
8. Me gustarí a tener más respeto por mí mismo/a 1 2 3 4
9. Realmente me siento inutil en algunas ocasiones 1 2 3 4
10. A veces pienso que no sirvo para nada 1 2 3 4
28
123 4 5 6 7 8 9 10
AE
Modelo 1
13 4 6 7 2 5 8 9 10
POS NEG
Modelo 2
123 4 5 6 7 8 9 10
GEVAL TRANS
Modelo 3
1 3 4 6 7 2 5 8 9 10
AE
Modelo 4
1 3 4 6 7 2 5 8 9 10
AE
POS NEG
Modelo 5
Figura 1: Modelos analizados. Para favorecer la claridad se han eliminado los errores.
29
... Rosenberg's Self-esteem scale (Rosenberg, 1973) was validated in the Spanish population by Atienza et al. (2000). This instrument assesses global self-esteem based on 10 items that reflect general feelings about oneself: 5 are expressed positively and 5 negatively. ...
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Different psychosocial variables are related to disordered eating attitudes in adolescents, especially in girls. But some studies show that the variables involved in eating disorders may be different in boys and girls. The aim of this study was to analyse the psychosocial profile related to disordered eating attitudes in adolescents of both sexes, separately. Method: a cross-sectional study was conducted in 1630 Spanish adolescents, 890 of whom were girls with an average age of 14 (SD = 1.34) selected from secondary schools in the province of Alicante through random sampling stratified by school year. Results: The cluster analysis showed two profiles in both sexes. One profile presents high disordered eating attitudes, where the highest scores were in body dissatisfaction, perfectionism, pressure to lose weight and social comparison, and the lowest scores were for self-esteem. This contrasts with the other profile that presents low disordered eating attitudes. The logistic regression model showed that girls were 3.8 times more likely to have disordered eating attitudes if they dieted, experienced body dissatisfaction and compared themselves socially with their peers. Disordered eating attitudes in boys was 3.3 times greater when they experienced body dissatisfaction and pressure to lose weight. Conclusion: These results showed that both sexes present similar profiles. Girls and boys present disordered eating attitudes when they have low self-esteem, body dissatisfaction, self-oriented and socially prescribed perfectionism, comparison with peers, pressure to lose weight, or are on a diet. In future studies, it will be necessary to develop further longitudinal studies which could help to shed light on the risks and protective factors of eating disorders.
... We assessed self-esteem using the Rosenberg self-esteem scale, which has been validated in Spanish adolescents. 16 It comprises ten items with answers scored on a scale from 1 to 4, with higher scores indicating greater self-esteem. ...
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Introduction Compliance with the recommendations regarding physical activity by adolescents is poor despite its proven benefits on their health. Objective The objective of this study was to analyse the physical activity engagement in an adolescent population, evaluating its relationship with various indicators of physical and psychological health, as well as the influence of different sociodemographic variables as potential predictors. Methods A cross-sectional study was applied to a sample of 761 students (14.51 ± 1.63 years) from 25 schools in La Rioja (Spain). Physical activity engagement, hours of nightly sleep, maximum oxygen uptake, health-related quality of life, self-esteem, body image satisfaction, adherence to the Mediterranean diet, body mass index, academic performance and various sociodemographic factors were analysed for all participants. Results Being older, being a girl, having a low/medium socioeconomic level, living in unfavourable environments for practicing physical activity, not doing extracurricular sports activities, and being dissatisfied with body image were all predictors of a low physical activity engagement. Likewise, physical activity engagement reported positive associations with health-related quality of life, self-esteem, hours of nightly sleep, adherence to the Mediterranean diet and maximum oxygen uptake. Conclusions Interventions aimed at promoting physical activity must take into account these predictive factors, trying to favor their performance, especially in the most vulnerable groups.
... We classified self-esteem into three levels: low self-esteem = 1 (with values from 0 to 13); medium self-esteem = 2 (with values from 14 to 26); high self-esteem = 3 (with values from 27 to 40) in line with research that suggests that self-esteem levels are more accurate than global scores to describe this trait and make comparisons between groups [44]. For the present study, we used the Spanish version, which demonstrated adequate psychometric properties, with an alpha value of 0.83 [45]. In the present study, the items demonstrated sufficient internal reliability (α = 0.85). ...
Article
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Risky sexual behaviors, such as not using a condom for preventing sexually transmittable diseases and unwanted pregnancies, are associated with emotional and psychological problems in adolescence, including higher levels of depression, anxiety, stress, and low self-esteem. Adolescents with a history of violence victimization are also at increased risk of engaging in sexual risk behaviors. In this study, we examined the associations between mental health disturbances and partner violence victimization and the non-use of condoms among young people in Spain. We also examined self-esteem as a mediator of mental health problems and unprotected sexual relationships. A cross-sectional study was conducted on a sample of 831 adolescents randomly selected from 25 high schools in Spain. From the initial sample, 285 students (144 men and 141 women) from high schools in Alicante (Spain) who reported having experienced sexual activity with at least one partner were approached. The results showed that one in three adolescents between 14 and 19 years old did not use condoms during sexual intercourse. The factors associated with the non-use of condoms in the estimated models of Poisson robust variance were having a history of physical, psychological, or sexual violence; having been expelled from school because of behavioral problems; and having higher levels of depression, anxiety, and stress and lower levels of self-esteem. Self-esteem was independently associated with the non-use of condoms. Having lower levels of self-esteem increased the risk of not using a condom during participants’ last sexual intercourse. These findings suggest the importance of developing public health strategies for mental health promotion to increase condom use among adolescents.
... anxiety .74, and stress .83. g) Rosenberg Self-Esteem Scale (RSE; Rosenberg, 1965), Spanish version by Atienza et al. (2000). The scale consists of 10 items assessing feelings of selfrespect and self-acceptance. ...
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In the last decades, the rates of depression and anxiety in emerging adults have increased compared to other age groups. The aim of the study was to examine the relationship between emotional intelligence and psychological problems, considering the mediating role of emotional factors such as empathy, self-esteem, and happiness. The participants were 399 young adults (M= 20.38, SD= 2.46, 76.9% women) who completed an assessment dossier that included measures of emotional intelligence, empathy, self-esteem, happiness, emotional symptoms, and somatic complaints. A cross-sectional design with self-report data was used and structural equation modeling (SEM) with mediation analysis was performed. Emotional intelligence was positively associated with happiness, empathy, and self-esteem, and negatively with anxiety, depression, stress, and somatic complaints. Happiness was the most relevant mediator in the relationship between emotional intelligence and emotional symptoms. These results stress the need to promote the development of emotional abilities in emerging adults, which fosters happiness and good mental health.
... Se ha observado que la consistencia interna es satisfactoria en estudios previos (Bados et al., 2005), y en nuestra muestra: depresión 0,83; ansiedad 0,74; y estrés 0,83. g) "Escala de autoestima de Rosenberg" (Rosenberg Self-Esteem Scale, RSE; Rosenberg, 1965), versión española de Atienza et al. (2000). La escala consta de 10 ítems que evalúan el sentimiento de respeto y aceptación de sí mismo y la aceptación de sí mismo. ...
Article
En las últimas décadas han aumentado las tasas de depresión y ansiedad en adultos emergentes en comparación con otros grupos de edad. El objetivo del estudio fue examinar la relación entre inteligencia emocional y problemas psicológicos, teniendo en cuenta el rol mediador de los factores emocionales como empatía, autoestima y felicidad. Participaron 399 jóvenes adultos (M= 20,38; DT= 2,46; 76,9% mujeres) que completaron un dosier de evaluación que incluía medidas de inteligencia emocional, empatía, autoestima, felicidad, síntomas emocionales y quejas somáticas. Se estimó un modelo de ecuaciones estructurales (SEM) con análisis de mediación. La inteligencia emocional se asoció positivamente con felicidad, empatía y autoestima y negativamente con ansiedad, depresión, estrés y quejas somáticas. La felicidad fue la variable mediadora más relevante en la relación entre inteligencia emocional y síntomas emocionales. Estos resultados ponen de manifiesto la necesidad de promover el desarrollo de las habilidades emocionales en los adultos emergentes, lo que fomenta un estado de ánimo feliz y una buena salud mental.
... Psychometric properties are adequate (perception and comprehension, α = 0.82; expressing and labelling, α =0.90; and management and regulation, α = 0.77); • Perceived illness threat (BIP-Q) [63,64]: Assesses the patient's perceived level of disease threat with their symptom control, associated emotions, the duration of the disease, and the causes or factors of the disease. Psychometric properties are adequate (α = 0.76); • Self-esteem: Rosenberg Self-Esteem Questionnaire (RSE) [65]: Self-esteem was assessed using the Spanish version of this scale [66]. In terms of psychometric properties, the reliability scores in the original study were 0.92; ...
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Abstract: Suffering from a chronic disease (CD) in adolescence can significantly impact the emotional health of adolescents and their families. MHealth can be a useful tool for these groups. However, few intervention programmes include the family system. The aim is to design an intervention programme (10Vida) for a paediatric population with a CD, and their families, to improve their adaptation to the disease. The study is a quasi-experimental repeated measures design in a open study, where the patients themselves, and their families, are their own control group. Participants will receive an intervention of seven individual sessions: five sessions with each patient, and two sessions with their caregivers. In the case of the patients, the aim is to improve their emotional state, their self-esteem, and their emotional competencies, reducing their perceived threat of illness. Furthermore, in the case of the caregivers, the aim is to improve their emotional state and reduce their burden. Indirectly, working with caregivers and those being cared for will improve family ties. The pilot study will involve 25 to 30 chronically ill adolescents aged between 12 and 16 years and their primary caregivers. Following the results, the necessary modifications will be included, and the programme will be offered to adolescents and their families who are willing to participate. Keywords: adolescents; chronic illness; family; psychological therapy; health
... Rosenberg Self-Esteem Scale (RSES). Originally designed by Rosenberg (1965) and validated in Spanish by Atienza et al. (2000), it consists of 10 items with four response options where 1 means "strongly disagree" and 4 means "strongly agree," with direct and inverse items. Example: "In general I feel satisfied with myself " (item 7). ...
Article
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Artificial intelligence (AI) is a useful predictive tool for a wide variety of fields of knowledge. Despite this, the educational field is still an environment that lacks a variety of studies that use this type of predictive tools. In parallel, it is postulated that the levels of self-esteem in the university environment may be related to the strategies implemented to solve problems. For these reasons, the aim of this study was to analyze the levels of self-esteem presented by teaching staff and students at university ( N = 290, 73.1% female) and to design an algorithm capable of predicting these levels on the basis of their coping strategies, resilience, and sociodemographic variables. For this purpose, the Rosenberg Self-Esteem Scale (RSES), the Perceived Stress Scale (PSS), and the Brief Resilience Scale were administered. The results showed a relevant role of resilience and stress perceived in predicting participants’ self-esteem levels. The findings highlight the usefulness of artificial neural networks for predicting psychological variables in education.
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(1) Background: Female sexual dysfunction (FSD) has a high prevalence globally, and perinatal factors favor FSD, especially in the postpartum period. The aim was to determine the prevalence and factors influencing FSD in the postpartum period; (2) Methods: An observational study carried out in three primary care centers in southern Spain, with women in the postpartum period who had a single low-risk birth. One hundred and seventeen women answered the Female Sexual Function questionnaire during the 4th month postpartum, between January 2020 and December 2021. Sociodemographic, obstetric, neonatal variables and level of self-esteem were analyzed. A multiple logistic regression model was carried out; (3) Results: 78.4% had high level of self-esteem. FSD prevalence was 89.7%. Factors related to FSD were having an instrumental vaginal delivery, women with university studies, and prenatal preparation. Maternal age ≥ 35, multiparity, pathological processes in the child, a medium–low level of self-esteem and newborn weight were associated with disorders in some of domains of sexual function; (4) Conclusions: FSD is highly prevalent in the postpartum period and is associated with preventable factors. A preventive approach by health professionals to these factors is essential. Health services should implement postpartum follow-up programs, which may coincide in time and place with newborn follow-up programs.
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Introduction Adolescence is a decisive stage in human development in which intense physical, psychological, emotional and social changes are experienced. There are many influential factors in health, highlighting among them the environment. Objective The objective of the study was to analyse the lifestyle differences associated with the health of adolescents as a function of rural and urban environment. Methods A cross-sectional study was conducted with a sample of 761 students (14.51 ± 1.63 years) from 25 educational centers in a region of northern Spain, distributed between 650 urban and 111 rural students. Life habits and different indicators of physical, psychological and social health were evaluated, assessing the level of physical activity, maximum oxygen consumption, hours of night sleep, quality of life related to health, self-esteem, adherence to the Mediterranean diet, the environment and the socioeconomic level. Results Adolescents in rural areas reported a greater number of hours of night sleep and higher levels of HRQL, both as a whole, and specifically in psychological well-being, school environment and autonomy and parents. Adolescents in urban areas reported higher levels of physical activity between 6:00 p.m. and 10:00 p.m., and a higher consumption of fast food. Conclusions The results show the need for strategies aimed at counteracting the negative influence that physical and sociodemographic factors typical of urbanized areas exert on HRQL. On the other hand, in relation to lifestyle habits, a wider range of extracurricular physical activities in rural areas would be recommended.
Article
Global self-esteem based on M. Rosenberg's (1965) scale is typically treated as a unidimensional scale. However, factor analyses suggest separate factors associated with positively and negatively worded items, and there is an ongoing debate about the substantive meaningfulness of this distinction. Confirmatory factor analysis (CFA) was used to evaluate alternative 1- and 2-factor models and to test hypotheses about how the factors vary with reading ability and age. Responses based on the National Longitudinal Study of 1988 (S. J. Ingles et al., 1992) reflected a relatively unidimensional factor and method effects associated with negatively worded items. Such effects are common in rating stale responses, and this CFA approach may be useful in evaluating whether factors associated with positively and negatively worded items are substantively meaningful or artifactors.
Article
Using a middle-school age sample of 120 an investigation of the Rosenberg Self-esteem Scale's construct validity was undertaken. Specifically, the Rosenberg Self-esteem Scale total score and two factor scores were correlated with scores on Harter's (1985) multidimensional Self-perception Profile for Children. Using a series of stepwise multiple regression analyses, for both factors of the Rosenberg Self-esteem Scale and total score, the first identified predictor variable was Global Self-worth among Harter's six subscales. Other findings were the high internal consistency (α .84) and the lack of statistically significant differences by gender or grade. Findings are supportive of the Rosenberg Self-esteem Scale as a unidimensional measure of global self-esteem with middle-school age children.
Article
Further factor analysis of responses to Rosenberg's 10-item self-esteem scale by 1,332 older men living in small communities suggested this was not a unidimensional scale.
Article
Rosenberg's Self-esteem Scale is a widely used measure of global self-esteem; however, the unidimensional nature of the scale has been questioned. A unidimensional confirmatory factor analytic model was tested and found consistent to the data.
Article
This study investigated the impact of shifts in age identification by older people from 'middle aged' to 'elderly' within the context of the labeling theory of deviance. From 323 interviews of older people (over 60), it was found that age identification was unrelated to attitudes toward old people and that, contrary to predictions from labeling theory, the label 'elderly' did not affect self esteem through any 'gate keeping' process. Attachment of negative stereotypes, or stigma, to growing old was, however, strongly related to self derogation. The implications of these findings are discussed concerning (1) the usefulness of a 'deviance' perspective on aging and (2) the applicability and sensitivity of labeling conceptualizations.