LATAM Revista Latinoamericana de Ciencias Sociales y Humanidades, Asunción, Paraguay.
ISSN en línea: 2789-3855, marzo, 2025, Volumen VI, Número 2 p 626.
DOI: https://doi.org/10.56712/latam.v6i2.3650
Atributos psicométricos de la escala de desarrollo de la
identidad en adultos emergentes y jóvenes
Psychometric attributes of the identity development scale in emerging and
young adults
Julio César Verdugo Lucero
jverdugo@ucol.mx
https://orcid.org/0000-0002-4949-6487
Universidad de Colima, Facultad de Psicología
México
Jorge Guzmán Muñiz
guzman72@ucol.mx
https://orcid.org/0000-0002-6692-1246
Universidad de Colima, Facultad de Psicología
México
Roberto Montes Delgado
mondel@ucol.mx
https://orcid.org/0000-0002-9972-0264
Universidad de Colima, Facultad de Psicología
México
Ximena Zacarías Salinas
ximena_zacarias@ucol.mx
https://orcid.org/0000-0003-2944-1398
Universidad de Colima, Facultad de Psicología
México
Norma Angélica Moy López
moynor@ucol.mx
https://orcid.org/0000-0003-4594-8949
Universidad de Colima, Facultad de Psicología
México
Artículo recibido: 07 de marzo de 2025. Aceptado para publicación: 21 de marzo de 2025.
Conflictos de Interés: Ninguno que declarar.
Resumen
El objetivo del estudio fue establecer la validez y la confiabilidad de la Escala de Desarrollo de la
Identidad para Adultos Emergentes y Jóvenes. La EDIAEyJ se aplicó a una muestra no probabilística
intencional integrada por 270 participantes; de los cuales el 21.5% fueron hombres (n=58), el 77.4%
mujeres (n=209) y 1.1% no binarios (n=3). El rango de edad osciló entre los 18 y 30 años con una media
de 21.83 (DE=3.173). La versión original de la EDIAEyJ se elaboró con 25 ítems distribuidos en 5
dimensiones: sociabilidad, locus de control, adaptabilidad, autoconcepto y percepción del riesgo; cada
dimensión se integró por 5 ítems. Las opciones de respuesta fueron de 1=No, nunca, 2=Casi nunca,
3=A veces si, a veces no, 4=Casi siempre y 5=sí, siempre. Después de realizar el análisis factorial
exploratorio (AFE), los resultados indican una confiabilidad alta de .88 de Alpha de Cronbach con la
escala final ajustada a 18 ítems distribuidos en 5 dimensiones; los resultados del AFC indican un buen
ajuste de los datos al modelo propuesto con cinco dimensiones y los coeficientes de regresión
explican una parte aceptable de la varianza de los ítems. En conclusión, la EDIAEyJ presenta validez y
confiabilidad para medir la integración y desarrollo de la identidad en adultos emergentes y jóvenes,
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ISSN en línea: 2789-3855, marzo, 2025, Volumen VI, Número 2 p 627.
sea que estudien o no.
Palabras clave: validez, confiabilidad, identidad, adultos emergentes, jóvenes, psicometría
Abstract
The aim of the study was to establish the validity and reliability of the Emerging and Young Adult
Identity Development Scale. The EDIAEyJ was applied to a non-probabilistic intentional sample of 270
participants; of which 21.5% were men (n=58), 77.4% women (n=209) and 1.1% non-binary (n=3). The
age range was between 18 and 30 years with a mean of 21.83 (SD=3.173). The original version of the
EDIAEyJ was developed with 25 items distributed in 5 dimensions: sociability, locus of control,
adaptability, self-concept and risk perception; each dimension was composed of 5 items. The
response options were 1=No, never, 2=Almost never, 3=Sometimes yes, sometimes no, 4=Almost
always, and 5=yes, always. After performing the exploratory factor analysis (EFA), the results indicate
a high reliability of .88 Cronbach's Alpha with the final scale adjusted to 18 items distributed in 5
dimensions; the results of the CFA indicate a good fit of the data to the proposed model with five
dimensions and the regression coefficients explain an acceptable part of the variance of the items. In
conclusion, the EDIAEyJ presents validity and reliability to measure the integration and development
of identity in emerging adults and young people, whether they study or not.
Keywords: validity, reliability, identity, emerging adults, young people, psychometrics
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Cómo citar: Verdugo Lucero, J. C., Guzmán Muñiz, J., Montes Delgado, R., Zacarías Salinas, X., & Moy
López, N. A. (2025). Atributos psicométricos de la escala de desarrollo de la identidad en adultos
emergentes y jóvenes. LATAM Revista Latinoamericana de Ciencias Sociales y Humanidades 6 (2), 626
– 638. https://doi.org/10.56712/latam.v6i2.3650
LATAM Revista Latinoamericana de Ciencias Sociales y Humanidades, Asunción, Paraguay.
ISSN en línea: 2789-3855, marzo, 2025, Volumen VI, Número 2 p 628.
INTRODUCCIÓN
La vida cotidiana para cualquier ser humano implica enfrentar situaciones diarias que requieren de
conductas, generales y específicas, para cumplir con lo que se demanda en cada escenario. Para ello,
las personas despliegan sus patrones de vida acorde a sus esquemas individuales que les definen.
Integrar la identidad es una tarea necesaria y natural que toda persona desarrolla, que demanda el
despliegue de procesos, tanto individuales como sociales, culturales e históricos.
En cada acción que realicemos está involucrada nuestra identidad, sean nuestras conductas
alimentarias, sexuales, laborales, sociofamiliares, o también nuestros hábitos de consumo, higiene
personal, cuidado a la salud, actividades de recreación, formas de vida familiar, entre muchos otros
aspectos (García, 2012).
Al respecto, Verdugo et al (2017, p. 68) indican que “la identidad se nutre de experiencias consistentes
y significativas asociadas a aspectos emocionales, cognitivos y conductuales, además de otros
procesos psicológicos, relacionados con la familia, los amigos, la sexualidad, la escuela, la vocación,
entre otros muchos aspectos”.
En la literatura científica en psicología se reconocen distintas dimensiones que se vinculan a la
estructura y desarrollo de la identidad; entre ellas se encuentran el autoconcepto, la relaciones sociales
o sociabilidad, el manejo emocional, la cualidad y/o capacidad de percibir que los sucesos de la vida
están -o no- dentro de nuestro control o locus de control y la capacidad percibida para ajustarse a las
demandas del entorno social o adaptabilidad.
Cazalla-Luna y Molero (2013), indican que el autoconcepto está ligado al desarrollo e integración de la
personalidad y, por tanto, al desarrollo de la identidad. Para Penagos et al (2006), el autoconcepto se
vincula con las creencias y pensamientos que las personas tienen sobre sí mismos y que, permiten que
se genere una estructura cognoscitiva que facilite que se realice una autoevaluación sobre sí mismos
a partir de lo que creemos ser o deseamos ser. Zacarés e Iborra (2006), reconocen que el autoconcepto,
centrado en las autoconcepciones de los sujetos, se encuentra relacionado con el proceso de activo
de la percepción y, de ahí, a la organización de la información que genera la persona sobre lo que piensa
y cree de sí misma, lo cual se integra en la tarea de optimizar el desarrollo de la identidad.
Por otro lado, la sociabilidad está asociada a las acciones vinculatorias que se crean y reproducen
entre las personas sobre la base del requerimiento en la vida cotidiana y, facilitan al surgimiento de un
sentido de identidad (Guerrero, 2002). Es innegable la importancia que los otros representan para
adquirir el sentido de ser quienes somos y afirmarlo en las relaciones que sostenemos en el día a día
(Betancor et al, 2005).
Poma y Gravante (2018) reconocen el papel de las emociones en la estructuración de la identidad, al
plantear que estas pueden ser identificadas como constructos socioculturales, dado que las personas
poseen la capacidad de reflexionar sobre los sentimientos y manejarlos, en relación con sucesos que
cultural y colectivamente les exigen, desde su identidad, un proceso de trabajo emocional. Perez y Agut
(2007) indican que se pueden identificar en relación con la identidad, el papel dinámico al interpretar
eventos que nos son significativos de “las emociones no suscitadas directamente en la relación con
otros grupos, y por otra, de aquellas emociones sí generadas por un grupo social determinado y por las
condiciones y contextos asociados a ese grupo, el afecto integral.” (pag. 6). Para Kropff (2018), el
afecto y las emociones no son sólo un aspecto privado, sino que permiten que otros reconozcan en el
manejo emocional aspectos particulares ligado a la identidad que ostentamos públicamente.
Chavarría (2012), plantea que es posible reconocer patrones de respuesta ante los eventos que
vivimos, lo cual está relacionado con quienes somos y cómo nos definimos; menciona que si cuando
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respondemos a eventos “predomina el locus de control interno la persona percibe las consecuencias
de sus acciones como producto de sus habilidades, características o actitudes internas. Si predomina
un locus de control externo es porque aquellas consecuencias se atribuyen a factores externos” (pág.
82). Galindo y Ardila (2012), señalan la importancia del locus de control en relación con los sucesos
que enfrentamos en nuestra vida y cómo podemos percibir nuestra capacidad para hacerles frente, lo
cual se vuelve un rasgo común para responder en situaciones similares; lo que sin duda pasa a ser
parte de las características que reconocemos como integradas a nuestra identidad. Para Laborín et al
(2008), el locus de control está ligado a las afiliaciones colectivas, sobre las cuales damos significado
a las respuestas que emitimos para enfrentar diversas situaciones y contemplar las posibilidades de
éxito o fracaso según la respuesta emitida.
Al parecer, la tarea de estructurar y desarrollar la identidad puede variar según los patrones sociales y
culturales a los que se tienen que adaptar, sobre todo, quienes se encuentran en el centro de las
exigencias sociales sobre cómo funcionar en un determinado entorno (Nascimento y Álvaro, 2013).
Entonces, la adaptabilidad se convierte en una capacidad central para cubrir exitosamente lo
relacionado con el desarrollo de la identidad. Este proceso de integración identitaria está ligado a la
dinámica que se genera entre lo individual y lo social, que en diversas formas plantea a las personas
exigencias de adaptación de sus respuestas según las situaciones y el contexto (Vera-Márquez et al,
2015).
Según lo descrito, al evaluar el desarrollo e integración de la identidad a nivel global, se está valorando
la influencia de dimensiones específicas (autoconcepto, sociabilidad, manejo emocional, locus de
control y adaptabilidad) en su ontogénesis y dinámica, por lo que trabajar en aportar evidencia científica
mediante el diseño de instrumentos de medición sobre las mismas, es ampliar en la generación y
aplicación del conocimiento.
METODOLOGÍA
Participantes
La muestra total se conformó de un total de 270 participantes, originarios de dieciséis estados de la
República Mexicana, de los cuales 21.5 fueron hombres (n=58), el 77.4% mujeres (n=209) y el 1.1% no
binarios (n=3). el intervalo de edad fue entre los 18 y 30 años con una media de 22 (DE=3.18) para los
hombres y de 21.8 (DE=3.19) en el caso de las mujeres; en el caso de las personas no binarias reportan
un promedio de edad de 22 años (DE=1.7).
Instrumentos
En el estudio se usó la Escala de Desarrollo de la Identidad para Adultos Emergentes y Jóvenes
(EDIAEyJ), la cual es una versión ajustada de la Escala de Desarrollo de la Identidad en Jóvenes
Universitarios-EDIJU. Esta versión aplicada a adultos emergentes y jóvenes contiene 25 ítems
distribuidos en 5 dimensiones: sociabilidad, locus de control, adaptabilidad, autoconcepto y percepción
del riesgo; cada dimensión se integró por 5 ítems con opciones de respuesta de 1=No, nunca, 2=Casi
nunca, 3=A veces sí, a veces no, 4=Casi siempre y 5=sí, siempre. También, se usó un cuestionario como
ficha de caracterización socio-demográfica.
Procedimiento
El estudio se centró en ajustar la Escala de Desarrollo de la Identidad en Jóvenes Universitarios-EDIJU
(Verdugo et al, 2017) a una población entre un rango de edad de 18 a 30 años, sin importar si fueran
estudiantes o no; originalmente la EDIJU se consideró para adultos emergentes entre 18 y 25 años y
que cursarán los estudios universitarios. La versión original de la EDIJU contiene 26 ítems distribuidos
en 6 dimensiones; esta versión se ajustó a 25 ítems distribuidos en 5 dimensiones: sociabilidad, locus
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de control, adaptabilidad, autoconcepto y percepción del riesgo; cada dimensión se integró por 5 ítems
(la escala ajustada se llamó EDIAEyJ). Una vez concluida esta etapa, el proyecto se sometió a
evaluación por parte del Comité de Ética de la Facultad de Psicología de la Universidad de Colima. Para
el trabajo de recolección de información se integró un equipo de encuestadores que recibieron
capacitación de los investigadores responsables del proyecto para realizar la recolección de datos a
través de la web mediante el uso de encuesta por internet; la EDIAEyJ se difundió mediante personas
clave en los distintos estados de la República Mexicana. Los cuestionarios fueron autoadministrados
mediante el uso de un link que desplegaba tanto la solicitud de colaboración voluntaria mediante
consentimiento informado y con la garantía del anonimato y la confidencialidad de sus datos, así como
la ficha de caracterización socio-demográfica y la escala EDIAEyJ. El llenado llevó entre 15 y 20
minutos de tiempo para responder. Una vez aplicados los instrumentos, se procedió a la
sistematización de la información y la obtención de los resultados mediante uso del programa
estadístico IBM SPSS versión 19.
RESULTADOS
De los 270 participantes, únicamente el 9.62% (n=26) reportan estar casados o en unión libre mientras
que el 1.11% (n=3) menciona tener una relación de noviazgo. Con relación a la situación laboral y de
estudio, el 84.81% (n=229) de los participantes reportan estudiar y de estos el 44.1% (n=101) sí trabaja
y el 55.89% (n=128) no lo hace. Por otra parte, el 15.19% (n=41) de los encuestados no realiza estudios,
de estos, el 80.49% (n=33) menciona que sí labora mientras que el 19.51% (n=8) no. Al indagar por su
creencia religiosa, el 32.8% de los hombres (n=19), el 51.2% (n=107) de mujeres y el 33.33% (n=1) de
personas no binarias mencionan profesar una religión. En la tabla 1 se reportan los datos con relación
al sexo y estado al que pertenecen los encuestados.
Tabla 1
Relación de la muestra por sexo y estado
Hombre Mujer No
binario
Hombre Mujer No
binario
Aguascalientes 2 14 - Jalisco 7 33 -
Baja California 2 - - CDMX 1 2 -
Baja California
Sur
14 9 1 Michoacán de
Ocampo
- 2 -
Campeche 1 4 - Morelos - 1 -
Chiapas - 2 1 Nayarit - 1 -
Coahuila de
Zaragoza
8 40 - Puebla 1 1 -
Colima 21 98 1 Tamaulipas 1 - -
Durango - 1 - Zacatecas - 1 -
Con relación a la situación laboral y de estudio, el 84.81% (n=229) de los participantes reportan estudiar
y de estos el 44.1% (n=101) sí trabaja y el 55.89% (n=128) no lo hace. Por otra parte, el 15.19% (n=41)
de los encuestados no realiza estudios, de estos, el 80.49% (n=33) menciona que sí labora mientras
que el 19.51% (n=8) no.
Análisis de confiabilidad de la escala
La escala se desarrolló con 25 ítems distribuidos en 5 dimensiones cada una integrada por 5 ítems.
Las opciones de respuesta fueron de 1=No, nunca, 2=Casi nunca, 3=A veces si, a veces no, 4=Casi
siempre y 5=sí, siempre.
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Tabla 2
Reactivos de la escala y dimensión propuesta
Dimensión No. Dir. Ítem (Afirmación)
Sociabilidad 1 + Me considero una persona sociable
6 + Me considero una persona agradable
11 + Disfruto platicar con las personas
16 + Me resulta fácil hacer amigos(as)
21 - Soy una persona difícil de tratar
Locus de control 2 - Lo que me ocurre está fuera de mi control
7 - Con frecuencia dudo de mis capacidades
12 - Me resulta difícil cambiar mis hábitos diarios
17 + Me esfuerzo por hacer aquellas cosas que dependen de mi
22 - Me desagrada estar en situaciones que están fuera de mi control
Adaptabilidad 3 + Expreso mis opiniones con facilidad
8 + Me agrada enfrentar situaciones nuevas
13 + Me adapto fácilmente a situaciones imprevistas
18 + Si es necesario, expreso mis ideas de diferentes maneras
23 - Se me dificulta hacer cambios a mis hábitos de la vida cotidiana
Autoconcepto 4 + Soy una persona segura de sí misma
9 + Soy estable en mi manejo emocional
14 + Me agrada mi apariencia física
19 + Me siento capaz de lograr las cosas que me propongo
24 - Me resulta difícil lograr lo que me propongo
Percepción de
riesgo
5 - Mis comportamientos me ponen en situaciones de riesgo
10 - La gente exagera sobre qué hacer en situaciones de riesgo
15 - A pesar de los riesgos, la gente debe hacer lo que desea
20 + En situaciones de riesgo, me he esforzado en seguir las reglas de
convivencia en lugares públicos
25 + En situaciones de riesgo, sigo las indicaciones de las autoridades
Previo al análisis de la consistencia interna del instrumento se recodificaron aquellas afirmaciones que,
por su redacción, median en dirección contraria el resto del instrumento, es decir, el 5 se reemplaza por
1, el 1 por 5, el 2 por 4 y por último el 4 por 2. Estas afirmaciones se indican en la tabla 2 con una
dirección (Dir.) negativa.
Con los 25 ítems se obtuvo un Alpha de Cronbach de 0.86, lo cual se puede considerar un valor
adecuado, sin embargo, al revisar las correlaciones ítem-total se identificaron algunos de estos con
puntaje negativos y bajos (menores a 0.25). Estos ítems eliminados fueron los correspondientes a la
dimensión de riesgo (5, 10, 15, 20 y 25) así como el número 2 y 23. Con este ajuste el valor de Alpha de
Cronbach aumentó a 0.88 quedando un total de 18 reactivos.
Análisis factorial exploratorio (AFE)
Se calculó la medida de adecuación muestral de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) obteniéndo un valor de 0.87,
lo que indica un ajuste bueno (0.8 a 0.9) y por lo tanto se puede aplicar el análisis factorial. La prueba
de esfericidad de Bartlett reflejó que la matriz de correlaciones no es una matriz de identidad, de
manera que podemos asegurar que el modelo factorial es apropiado para explicar los datos
(X2=1876.8, gl=171, P<0.0001).
Para la extracción de los factores se utilizó el método de factorización de ejes principales y el número
de estos se especificó en 4. Dado que se esperaría que los factores estén correlacionados entre sí
debido a que miden la misma variable “Desarrollo de la identidad”, se utilizó la rotación oblicua Oblimin
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directo. La solución factorial obtenida explicó el 55.8% de la varianza total, valor superior al 50%
recomendado (Merenda, 1997), sin embargo, se optó por incorporar un factor más con autovalor mayor
a 1, con lo cual se incrementó a un 61.28% de varianza total y al mismo tiempo se obtuvo una estructura
factorial más clara (relación factor-ítems).
Se analizó la matriz de estructura y configuración y se observó que algunos ítems se mantenían en la
dimensión que se planteó originalmente y otros se ubicaron en dimensiones distintas, pero
manteniendo una relación teórica congruente con el resto de los ítems. La permanencia de un ítem en
un factor en particular se determinó por su relación teórica y la carga factorial de este, tomando un
valor mayor o igual a 0.3 considerando que al aplicar rotaciones oblicuas estos valores pueden ser
aceptables (Taherdoost et al., 2004).
Tabla 3
Resultados de la matriz de configuración y estructura (Rotación Oblimin directo)
Matriz de configuración Matriz de estructura
F1 F2 F3 F4 F5 F1 F2 F3 F4 F5
4 Soy una persona
segura de sí
misma
.71 -.32 -.04 -.01 -.01 .80 -.55 .26 .21 .37
7 Con frecuencia
dudo de mis
capacidades
.76 .02 .06 .02 .00 .78 -.26 .31 .18 .35
14 Me agrada mi
apariencia física
.56 -.14 -.03 -.05 .13 .64 -.34 .21 .12 .39
24 Me resulta difícil
lograr lo que me
propongo
.51 .09 .11 .17 .21 .64 -.20 .32 .29 .46
1 Me considero una
persona sociable
.09 -.79 -.07 -.03 .04 .35 -.81 .15 .18 .26
3 Expreso mis
opiniones con
facilidad
.30 -.42 .11 .20 .01 .52 -.60 .32 .37 .30
11 Disfruto platicar
con las personas
.06 -.57 .18 .12 .02 .34 -.66 .34 .28 .25
16 Me resulta fácil
hacer amigos(as)
-.03 -.74 -.04 .02 .21 .30 -.78 .18 .21 .37
18 Si es necesario,
expreso mis ideas
de diferentes
maneras
.15 -.25 .21 .45 -.01 .40 -.46 .34 .56 .23
6 Me considero una
persona
agradable
.13 -.37 .30 .10 -.04 .36 -.50 .43 .23 .21
9 Soy estable en mi
manejo
emocional
.42 .01 .29 .00 .20 .60 -.25 .48 .13 .46
21 Soy una persona
difícil de tratar
-.04 -.05 .69 -.04 -.10 .14 -.16 .65 -.01 .08
17 Me esfuerzo por
hacer aquellas
cosas que
dependen de mi
.02 -.02 -.07 .57 .18 .21 -.19 .03 .60 .24
19 Me siento capaz
de lograr las
.47 -.09 .11 .36 .11 .66 -.38 .33 .50 .41
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cosas que me
propongo
22 Me desagrada
estar en
situaciones que
están fuera de mi
control
.12 -.06 .08 -.27 .18 .19 -.11 .17 -.20 .24
8 Me agrada
enfrentar
situaciones
nuevas
.13 -.16 .13 .04 .35 .39 -.33 .31 .15 .49
12 Me resulta difícil
cambiar mis
hábitos diarios
.22 .10 .01 .05 .42 .38 -.09 .18 .12 .50
13 Me adapto
fácilmente a
situaciones
imprevistas
-.11 -.27 .05 .10 .62 .30 -.43 .26 .22 .67
Nota: *F1=Autoconcepto, F2=Sociabilidad, F3=Manejo emocional, F4=Locus de control y
F5=Adaptabilidad
Análisis factorial confirmatorio (AFC)
Para evaluar el ajuste a las dimensiones obtenidas a partir del AFE se utilizó el programa AMOS-24®,
se realizó un análisis factorial confirmatorio (AFC) el cual es un procedimiento estadístico que permite
contrastar si los datos se ajustan al modelo propuesto, en este sentido, contrasta si la matriz de
varianzas y covarianzas poblacional es igual a la matriz de varianzas y covarianzas relacionadas al
modelo teórico y dependiendo del método aplicado, se obtienen distintos indicadores que evalúan la
calidad del ajuste mediante índices de bondad de ajuste.
Para evaluar el ajuste del modelo se utilizó el método de mínimos cuadrados no ponderados (ULS),
este resulta apropiado considerando que los datos provienen de un escalamiento tipo Likert, además
que no se comprobó la normalidad multivariante de los mismos (Patricia & Pati, 2000). Este método
(ULS) a comparación del método de máxima verosimilitud (ML) ha demostrado ser apropiado producir
estimaciones de cargas factoriales más precisas y superar las estimaciones de los coeficientes
estructurales en condiciones en que los datos son asimétricos (Li, 2016).
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Figura 1
Diagrama del AFC
Se presentan los coeficientes de regresión estandarizados. Los Ítem representan las variables
observadas y las dimensiones (óvalos) las no observadas.
Los resultados del AFC indican un buen ajuste de los datos al modelo propuesto con cinco dimensiones
(GFI=0.98; RMR=0.05; AGFI=0.97; PGFI=0.71; NFI=0.96). Los coeficientes de regresión explican una
parte aceptable de la varianza de los ítems (ver Figura 1).
Tabla 4
Resultados de medidas de bondad de ajuste del AFC
Nivel aceptable Evaluación
Medidas obtenidas de ajuste global
GFI (Goodness of Fit Index) =0.98 0 mal ajuste, 1 ajuste perfecto Buen ajuste ≅0.9
RMR (Root Mean Square Residual)
=0.05
0 ajuste perfecto Buen ajuste ≤0.05
Medidas de ajuste incrementales
AGFI (adjusted goodness of fit index)
=0.97
0 mal ajuste, 1 ajuste perfecto Buen ajuste ≅0.9
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Índices de ajuste de parsimonia
PGFI (Parsimony Goodness of Fit
Index) =0.71
Valores próximos a 1 indican
mayor equilibrio (parsimonia)
del modelo
Recomendado ≥0.5
NFI (Normed Fit Index) =0.96 0 mal ajuste, 1 ajuste perfecto Buen ajuste ≅0.9
GFI (Índice de bondad de ajuste), RMR (Índice residual de la raíz cuadrada media), AGFI (Índice ajustado
de bondad de ajuste), PGFI (Índice de ajuste parsimónico), NFI (Índice de ajuste normalizado, también
conocido como delta 1)
DISCUSIÓN
Desde la teoría psicométrica se sabe que, para probar empíricamente la existencia de un constructo y
sus dimensiones, es necesario aportar evidencias científicas que validen los argumentos expuestos
sobre el mismo. Por lo que, siguiendo el proceso de análisis de un instrumento de medición, en la
EDIAEyJ se eliminaron ítems partiendo de su congruencia teórica, discriminación y peso factorial de
cada uno; su eliminación permitió aumentar la confiabilidad interna de la escala (Lara & Martínez-
Molina, 2016; Lloret-Segura et al, 2014)
De acuerdo al AFE, para la extracción de los factores iniciales se utilizó el método de factorización de
ejes principales y el número de estos se especificó en 4, solución factorial obtenida que explicó la
varianza total, con un valor superior al recomendado. Para incrementar aún más la varianza total, se
incorporó un factor más con autovalor mayor a 1, con lo que se obtuvo una estructura factorial más
sólida de acuerdo con la relación factor-ítems (Merenda, 1997). Para contrastar si los datos se ajustan
al modelo propuesto se aplicó el AFC (Patricia & Pati, 2000; Li, 2016); los datos estadísticos indican un
buen ajuste de los datos al modelo propuesto, además de que los coeficientes de regresión explican
la varianza de los ítems. Habiendo realizado el AFE y el AFC, la versión final de la EDIAEyJ se integra
por cinco dimensiones (eliminando percepción de riesgo por no cumplir con los criterios del AFE y el
AFC) que evalúan, a nivel global y general, el desarrollo de la identidad en adultos emergentes y jóvenes.
La dimensión de “Autoconcepto” se mantiene dentro de la estructura factorial, lo cual coincide con lo
propuesto por distintos autores (Cazalla-Luna y Molero, 2013; Penagos et al, 2006; Zacarés e Iborra,
2006) que señalan la importancia teórica y empírica de valorar el autoconcepto como elemento
integrado en la estructura y dinámica del desarrollo de la identidad en las personas.
La “Sociabilidad” es otra dimensión de las propuestas inicialmente que muestran su valor empírico al
analizar datos que se obtienen al medir el desarrollo de la identidad, lo que concuerda con lo señalado
por Guerrero (2002) y Betancor et al (2005, por lo que se integra a la propuesta final del instrumento.
En la etapa de reorganizar la estructura interna de la escala y eliminar la dimensión de “Percepción de
riesgo” propuesta inicialmente, fue necesario encontrar argumentos teóricos y empíricos para
proponer una dimensión nueva, no contemplada originalmente, la cual fue la de “Manejo emocional”
que pondera la importancia de cómo las personas acostumbramos a regular y dar respuesta afectiva
y emocional a las demandas cotidianas del entorno (Perez y Agut, 2007; Poma y Gravante, 2018; Kropff
(2018).
La dimensión de “Locus de control” es otra de las que se mantiene y confirma su utilidad para evaluar
el cómo las personas consideramos nuestra capacidad de responder y ejercer cierto grado de control
sobre los eventos que vivimos (Laborín et al, 2008; Chavarría, 2012; Galindo y Ardila, 2012).
Coincidiendo con algunos autores (Nascimento y Álvaro, 2013; Vera-Márquez et al, 2015), la escala
mantiene la dimensión de “Adaptabilidad”, la cual evalúa la capacidad de las personas de obtener
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resultados que faciliten mantener la funcionalidad en entornos muchas veces adversos, lo que los
obliga a ajustar y resolver las diversas situaciones de vida.
Finalmente, se concluye que la EDIAEyJ es una escala de evaluación general que muestra un
coeficiente de confiabilidad de moderado a alto y cumple con los atributos psicométricos que
corresponden a este tipo de instrumentos de medición en psicología.
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