ARTICULOS
Resumen Investigaciones y resultados previos
Unidad de medida (elemento) y distorsión
Distorsión y aspectos intelectuales
Distorsión y conducta antisocial
En el presente trabajo se revisa una abundante bibliografía (extranjera y española) sobre la sinceridad o distorsión motivacional que está afectando a las evaluaciones que emplean el cuestionario como instrumento de medida. Así mismo, se comentan los resultados encontrados hasta el momento, principalmente en muestras españolas, sobre la medida y corrección de dicho fenómeno.
A la vista del amplio uso de los cuestionarios en nuestro país y de las notas negativas, o al menos peyorativas, de este constructo, se propone una hipótesis más positiva y útil para interpretar las puntuaciones obtenidas en esos instrumentos. Se definen como ACTITUD INTELIGENTE DE ADAPTACION del sujeto a las circunstancias en que es evaluado.
Desde esta perspectiva se revisan trabajos realizados anteriormente por el autor y otros investigadores españoles con diferentes cuestionarios. Así mismo, se presentan los resultados encontrados recientemente por el autor en siete muestras (una con más de treinta mil sujetos), en las que se han empleado los principales cuestionarios empleados en nuestro país: EPI A/B, EPQ A/J, MMPI y 16 PF Formas A/C/D, y otros de reciente introducción (CAQ Cuestionario de Análisis Clínico, SPS Escala Psicosocial Española, y A-D Antisocial-Delictivo).
En algunos análisis se desciende a la unidad de medida (el elemento) y el conjunto de evaluaciones se pone en relación con el sexo, la edad, los aspectos intelectuales, la conducta antisocial y las actitudes psicosociales.
Sinceridad, Distorsión Motivacional, Actitud.
This paper reviews Spanish and foreign works in relation with the dissimulation fenomena (lie, fakeness, social desirability, motivational distortion, and the like) that influence the questionnaire type measures.
Having in mind the large use of these instruments in our country, as well as the negative (or, at least, depreciatory) meaning of this psychological construct, a more positive and usefull hypothesis is suggested to interpret the dissimulation scores. It is defined an INTELLIGENT ADAPTATIVE ATTITUDE that the subject employs to adjust himself to the environmental settings of evaluation.
With this focus, previous researches made by the author and Spanish colleagues are reviewed, as well as recent results found by the author in seven Spanish samples (one with more than thirty thousand subjects) who have answered to the questionnaires more used in Spain: EPI A/B, EPQ A/J, MMPI and 16 PI` Forms A/C/D, as well as others of recent introduction as CAQ (Clinical Analysis Questionnaire), SPS (Spanish Psychosocial Scale) and A-D (Antisocial-Delinquent behaviour).
In some of the studies, the analysis is done to the item level, and all the measures are put into relation with the following variables: sexe, age, aptitudes, antisocial behaviour and psychosocial attitudes.
Lie, Motivational Distortion, Attitude.
Cada vez en mayor medida, el cuestionario es un instrumento que puede aportar información sobre el candidato en los procesos de selección; permite recoger datos personales, historia] de actividades realizadas, proyectos, actitudes, rasgos de personalidad, etc. De forma abierta o cerrada, las cuestiones o elementos del mismo son respondidos por el sujeto para decirnos algo de sí mismo.
Sin embargo, de todos es conocido que este tipo de instrumento de medida tiene sus limitaciones (y, sobre todo, una fiabilidad-validez inferior a la de los clásicos tests de inteligencia). En el trabajo de Ellis (1946) se recogen hasta 28 críticas sobre los cuestionarios; entre ellas tomamos tres relacionadas con nuestro tema:
a) Muchos sujetos pueden fácilmente falsificar sus respuestas, y a menudo lo hacen.
b) Las motivaciones de los sujetos pueden variar según las diferentes condiciones o situaciones en las que se aplican los cuestionarios, lo cual dificulta un verdadero clima.
Cuando se utilizan con una finalidad ocupacional, los tests ofrecen al sujeto incentivos para sobrevalorarse y, consecuentemente, resultan inválidos.
A pesar de ello, creemos que tienen una utilidad suficiente si se tienen en cuenta su reducido costo (en material y tiempos) y la información que pueden aportar.
Se ha señalado que una de las críticas más corrientes a este tipo de medida ha sido la posibilidad del sujeto de "falsear" sus respuestas para ofrecer una intencionalmente "buena" o "mala" impresión de sí mismo. A propósito, de un modo deliberado, o siguiendo impulsos inconscientes, nos presenta su "yo" o "ego" ideal, o probablemente un "yo" puntual que tiene en cuenta las circunstancias situacionales en las que se encuentra y contesta a los elementos del instrumento de medida (cuestionario).
Sin embargo, para ser justos, no deberíamos considerar este modo de actuar de una manera peyorativa ni calificarlo de "insinceridad" o disimulación ("faking"). No creemos que sea algo negativo por parte del sujeto el mostrarnos su "mejor" yo. Ilustrándolo con un ejemplo de la vida real, dicho modo de actuar se parece al hecho de acudir a una cita con nuestro mejor traje o corbata, o después de haber estado en la peluquería; a nuestro parecer, hay algo laudable en estas conductas (aunque al profesional de la selección a quien le gustaría medir es a la persona vestida normalmente y antes de ir a la peluquería).
Hay bastante literatura sobre este tema y sus diferentes constructos (distorsión, sinceridad, aquiescencia, deseabilidad social, etc.), y, a pesar de las críticas, se reconoce que determinados cuestionarios (como MMPI, EPQ o 161`17) tienen suficiente validez para medir algunos rasgos de la personalidad. Nias (1972) ha sugerido, por un lado, que en condiciones de anonimato no se producen cambios sustanciales en las puntuaciones de los rasgos de personalidad cuando se las compara con las obtenidas en situaciones normales, y, por otro, que en las situaciones normales el sujeto da unas respuestas bastante verdaderas sobre sí MISMO.
Siendo conscientes de estos hechos, los autores de los instrumentos han desarrollado varios métodos para determinar esta conducta de distorsión, cuantificarla y, en la medida de lo posible, corregir el efecto de dicha distorsión en las puntuaciones de otras variables.
Originalmente, por los años veinte, la principal finalidad fue medir la tendencia de los niños a disimular: se utilizaron una serie de cuestiones de tipo personal sobre acciones que normalmente son realizadas por todos, pero que no tienen aprobación social (tales como enfadarse, decir alguna palabrota, lavarse las manos antes de comer, etc.). Los pioneros de este tipo de medida fueron los constructores del MMPI (Dalshtron y Welsh, 1960) con su famosa escala L ("Lie" o mentira). La abrumadora bibliografía del MMPI nos muestra muy distintos intentos de evaluar el fenómeno. Así, el índice de disimulación "F-K" de Gough (1950), la escala de deseabilidad social Sd de Wiggins (1959), o la de Edwards (1961), o la de Marlow-Crowne (Crowne y Marlowe, 1964), etc. En la obra de Butcher (1969) se incluyen, y comentan 27 referencias sobre sesgos de respuestas y 69 sobre deseabilidad social y aquiescencia.
Posteriormente, hemos visto la primitiva escala L en los cuestionarios EPI (Eysenck y Eysenck, 1978), en las dos Formas del EPQ (Eysenck y Eysenck, 1982) y CEP (Pinillos, 1960). En nuestro trabajo sobre adolescentes (Seisdedos, en prensa) se recogen y comentan referencias bibliográficas sobre esta escala en los instrumentos de Eysenck.
En este punto conviene señalar que tanto en el CEP como en las versiones españolas de los instrumentos de Eysenck, para evitar las notas peyorativas del constructo L, se ha invertido la escala y las puntuaciones se acumulan hacia el polo opuesto, S (Sinceridad).
En su edición original, las Formas A y B de los cuestionarios de Cattell (16-PF, HSPQ, CPQ y ESPQ) no contenían una medida del fenómeno de la distorsión. Sin embargo en una de las obras básicas sobre estos instrumentos (Cattell y Tatsuoka, 1970) se le dedica un capítulo a este tema; el problema se trata estadísticamente (matrices de correlaciones) y se comentan los resultados prácticos de algunas investigaciones tan interesantes como la de Meredith (1968). Según estos autores, las principales fuentes de distorsión son:
1) Sabotaje deliberado: cuando el sujeto no colabora y contesta al azar.
2) Distorsión motivacional inconsciente: el sujeto asume el papel de paciente (y eleva las escalas clínicas para mostrar sus "dolencias") o de candidato (y adecua sus respuestas al puesto de trabajo). 3) Desconocimiento de sí mismo.
Para estos autores la distorsión motivacional (DM) es una función de la personalidad del sujeto y de la situación, es decir de su capacidad para "representar" diferentes papeles acordes con las situaciones.
En el citado trabajo de Meredith (1968), la muestra experimental de sujetos es inducida, en distintas aplicaciones de la prueba, a responder según lo que socialmente es DESEABLE, a lo no deseable, a lo más IDEAL de sí mismo y a lo menos ideal de sí mismo. Los resultados de sus 163 sujetos (80 varones y 83 mujeres) vienen en la tabla 1, previa la transformación de los perfiles, en valores "S" (escala de media 50 y desviación típica de 20, que utilizaremos en este trabajo para señalar alejamientos o posiciones relativas).
Los picos y valles de los perfiles "deseables" e "Ideal" son bastante parecidos, y de su análisis se deduce que las escalas más implicadas son C+, O-, Q4-, H+ y L-; estos rasgos son componentes principales de una dimensión secundaria de Ajuste, e intervienen también en Socialización y Extraversión.
En otros trabajos se señala que ambos sexos pueden comportarse de diferente manera; así, las mujeres (que se inclinan por la Sumisión, E-) cuando distorsionan tienden a elevar la dominancia, mientras que los varones (que son E+) tienden a bajarla; o bien, las mujeres (que aparecen como más sensibles, I+) cuando distorsionan se inclinan por I-, mientras que los varones lo hacen por I+.
Este hecho puede surgir también en análisis diferenciales transculturales (y es probable que una cultura distorsione en una dirección y otra lo haga en otra distinta), o de grupos bastante diferentes (por ejemplo, los miembros de una orden religiosa comparados con los de un partido político).
Sin embargo, aún admitiendo estas posibles peculiaridades, Cattell y colaboradores señalado repetidas veces que las escalas del 16 PF más generalmente afectadas por la distorsión son, por orden alfabético, A+, C+, F+, G+, H+, L-, M-, O-, Q2+, Q3+ y Q4+ (es decir en los 2/3 de los rasgos). En consecuencia, las Formas C y D del 16 PF surgieron originalmente con una escala DM que en la adaptación española ha tenido buena acogida en los procesos de selección.
Posteriormente, Karson y O'Dell (1980) elaboraron una escala de tipo DM a partir de los elementos ya existentes en la Forma A del 16 PF, trabajo que ha sido ya revalidado con muestras españolas (Seisdedos, 1981).
En el caso de los instrumentos de Eysenck (EPI y EPQ), tanto en los estudios originales como en las adaptaciones españolas (Sánchez Turet y Cuadras Avellana, 1972; Eysenk y Seisdedos, 1980; Eysenck, Escolar, Lobo y Seva-Díaz, 1982), se han utilizado las técnicas factoriales para definir y evaluar, como un factor independiente, el constructo L ("Lie") o su polo opuesto S (Sinceridad), al lado de los rasgos básicos de la personalidad: N (Inestabilidad emocional o Neuroticismo), E (Extraversión) y P (Dureza o Psicoticismo). Los resultados prácticos, las escalas N, E, P y S, no son tan independientes como los factores subyacentes y muestran relaciones significativas en determinadas circunstancias. Nos referiremos a ellas adelante.
En las páginas siguientes vamos a presentar muy diversos estudios sobre el constructo de la distorsión, con el siguiente esquema de trabajo:
a) En un primer apartado, dedicaremos unos párrafos a exponer nuestra hipótesis sobre dicho constructo.
b) A continuación expondremos sucintamente investigaciones y resultados obtenidos hace algún tiempo, antes de que consideráramos todo este cúmulo de información como un todo. Generalmente, estos trabajos están ya publicados y sólo aludiremos a ellos en la medida en que afectan o condicionan los que vienen en el apartado siguiente.
c) Nos detendremos con más detalle en varios estudios realizados casi exclusivamente para la composición de estas páginas. Este apartado es el núcleo del trabajo y al que hemos dedicado más páginas.
d) Dedicaremos también algún detalle y análisis a la unidad de medida del constructo, es decir al elemento utilizado en los instrumentos o cuestionarios.
e) Finalmente, incluiremos unos pequeños apartados con análisis específicos sobre la relación entre el constructo y otras entidades o medidas de la personalidad, tales como:
- la edad
- los aspectos intelectuales la conducta antisocial
- las actitudes.
Como hemos recogido en los párrafos anteriores, en la literatura se han sugerido varias posibles y plausibles razones sobre las puntuaciones elevadas en esas escalas de distorsión. Diken (1959) las ha resumido en las tres siguientes: una distorsión deliberada, una respuesta en términos de una concepción elevada de sí mismo y una respuesta autoevaluativa "honrada" pero incorrecta y carente de introspección. Posteriormente, y sugerida por los trabajos de Hartshorne y May (1928), Eysenck y Eysenck (1976) han apuntado una cuarta posibilidad: una genuina conformidad a las normas y costumbres sociales.
Otra posibilidad apunta a una postura defensiva del sujeto y su puntuación en una medida de distorsión podría ser achacable, en parte, a rasgos estables de su personalidad y, en parte, a condiciones motivacionales externas.
Otra hipótesis alternativa ha sido definida en términos de un rasgo o dimensión propia de la personalidad, un conjunto de características tales como conformidad, ortodoxia y conservadurismo. En esta línea, el sujeto con puntuación elevada en distorsión es un "conformista" que nos muestra su mejor "perfil" para tener la aprobación social.
En el subtítulo de estas páginas proponemos nuestra hipótesis: la distorsión en los cuestionarios de personalidad es una "ACTITUD INTELIGENTE de ADAPTACIÓN":
a) aunque pueda relacionarse con los rasgos de la personalidad, más que una dimensión de ésta, la distorsión es una disposición que el sujeto adopta cuando responde a los elementos de esos cuestionarios,
b) con esta postura el sujeto intenta adaptarse a las circunstancias o situación en la que contesta a dichas pruebas, y
c) hace intervenir los aspectos cognoscitivos (intelectuales) de su personalidad total.
Si la persona (según aquel esquema tripartito y simple que enunciaba el Dr. Yela en las aulas universitarias) es lo que ella "puede", "sabe" y "quiere" (aptitudes, conocimientos y voluntad), los tres aspectos están implicados en la conducta distorsionante para adaptarse a la situación.
En nuestros trabajos y colaboraciones para la adaptación española de los instrumentos de Eysenck y Cattell, así como en la del MMPI, uno de los primeros hallazgos derivados de los estudios ha sido constatar que las escalas de distorsión (L/S o DM, Distorsión Motivacional) presentan conexiones significativas con los rasgos de personalidad.
Cuando se llevaron a cabo los primeros estudios con el EPI (Sánchez y Cuadras, 1972), el factor S (Sinceridad) aparecía después de las otras dos medidas de la personalidad (N y E) con una saturación promedio de 0,256, su valor discriminativo era mayor entre los varones, y las puntuaciones S correlacionaban negativamente con N y la edad. Algunos años después, nosotros hemos comprobado también estas mismas relaciones.
Gascón Vera (1973), "intentando profundizar en el significado de la escala de Sinceridad" del CEP de Pinillos (1960), concluye que "los sujetos que, consciente o inconscientemente, pero de una manera clara, intentan dar una buena imagen de sí mismos, es decir, tratan de conformarse con su "yo ideal", reflejan un aumento en Extraversión al mismo tiempo que una disminución en Neuroticismo". Parecidos resultados observa Iraeta Araitzegui (1973) al introducir variables moduladoras (inteligencia, nivel socioeconómico, etc.) en su análisis de las interrelaciones de las escalas de este cuestionario (CEP).
Posteriormente, García Fernández-Abascal y otros (1981) han sometido la escala de Sinceridad del CEP "a un análisis de elementos para comprobar si el paso del tiempo y los consiguientes cambios sociales habían influido en ella de alguna manera". La muestra estaba compuesta por 935 candidatos en un proceso de selección para realizar estudios en las distintas secciones de ICAI-ICADE en el curso 1980-81. En su conjunto, los elementos de la escala ofrecen buenos niveles de discriminación y de consistencia interna, y en su matriz de intercorrelaciones el autor no observa incongruencias; el coeficiente de fiabilidad (procedimiento "pares-impares") en la muestra es de 0,72. Los autores concluyen que "a pesar del tiempo transcurrido desde la creación de la escala... y los cambios sociales y morales habidos... (sus elementos) no han variado de forma sustancial, llegando incluso, en algunos casos a mejorar".
A. Matesanz (1981) ha realizado un laudable esfuerzo para elaborar "una escala de Sinceridad para la población española independiente para ambos sexos, empleando varias estrategias de construcción y múltiples criterios en la selección (de los elementos). Las escalas así formadas presentan características que suponen una mejora metodológica: mayor consistencia interna y especificidad del rasgo medido en función del sexo". Se parte de un conjunto de 60 cuestiones (en un 87% procedentes de otros cuestionarios, y el resto originales del autor), y después de diversos análisis y criterios de selección quedan reducidos a 24, de los cuáles entre el 25% y el 33% (según los criterios) representan comportamientos específicos de uno u otro sexo. Según el autor, la construcción de escalas separadas para cada sexo aumenta el poder discriminativo del instrumento.
En el caso del EPQ-J (versión para adolescentes), la escala S, con 20 elementos (Eysenck y Seisdedos, 1978), presentaba una correlación positiva con la edad (8 a 15 años), y negativa con las dimensiones P y N, y resultados parecidos se encontraron posteriormente en la versión para adultos, EPQ-A (Eysenck, Escolar y otros, 1982), aunque la correlación de S con la edad se invertía y era negativa. En la tabla 2 se resumen los índices de las muestras de tipificación (Baremos) y de otros grupos que hemos estudiado con posterioridad. Se observa que la Sinceridad, tanto en adolescentes como en adultos, se relaciona significativa y positivamente con P, en menor grado con N y finalmente con E; con esta última variable (Extraversión) la relación es nula o positiva entre los adolescentes, probablemente porque en esta edad la compulsión social no es tan grande hacia las pautas de "Extraversión" como hacia las de "estabilidad".
En la Introducción de este trabajo hemos señalado que hay un componente cognoscitivo en la manifestación de la distorsión. Estos aspectos intelectuales están todavía en proceso de maduración entre los niños y adolescentes y su "conocer" de los modelos a los que adaptarse difieren de los de los adultos. Esto explicaría el efecto curvilíneo que presenta este constructo; como hemos mostrado en un reciente estudio sobre la distorsión en jóvenes (Seisdedos, 198 7), parece haber unas fases evolutivas que presentan una curva de tipo "U":
1) En un primer momento de esa curva, el niño pequeño muestra una puntuación baja en S, y con ello nos muestra una imagen de distorsión; pero tal vez lo hace para acomodarse a las normas de los adultos, sin connotaciones pragmáticas.
2) Luego, cuando llega la adolescencia (e incluso cuando todavía es un adulto joven), sus actitudes de rebeldía e independencia de las normas le llevan a ser drásticamente "sincero" y a admitir esas pequeñas faltas que constituyen los elementos de las escalas S; es una actitud similar a la que se ha observado en la conducta del joven delincuente o antisocial (Seisdedos, 1979; Valverde, 1980; Seisdedos, 1982) a la que dedicaremos un apartado posteriormente.
3) Finalmente, cuando este joven madura, la pulsión del "superego" y su necesidad de adaptación a las circunstancias le llevan a obtener puntuaciones bajas en la escala S (o, lo que es lo mismo, altas en DM).
Otro instrumento que tiene varias escalas relacionadas con la distorsión es el Cuestionario de Personalidad de Minnesota (MMPI); en su construcción los autores se atuvieron a una metodología diferente (más nosológica) a la empleada en las pruebas de Eysenck y Cattell (más factorial). Muchas de sus escalas comparte elementos comunes (lo cual genera en las intercorrelaciones efectos espúreos), pero las 15 cuestiones de la escala L ("Lie") son independientes de los de las demás escalas de validación y clínicas. En nuestros trabajos de adaptación (Seisdedos, 1980, 2a edic. 1986), hemos analizado muy diferentes muestras, y en la tabla 3 se presentan únicamente los coeficientes de correlación (en centésimas) entre la L y las demás escalas obtenidos en las siete muestras siguientes:
A - 200 varones, estudiantes de COU (16/17 años)
B - 345 varones, aspirantes ingreso Universidad (mayores de 25 años)
C - 256 varones, universitarios de la Facultad de Medicina
D - 200 mujeres, estudiantes de COU (16/17 años)
E - 530 mujeres, aspirantes ingreso Universidad (mayores 25 años)
F - 125 mujeres, universitarias de la Facultad de Medicina
G - 244 mujeres, estudiantes de BUP de una Universidad Laboral.
En general los resultados de la tabla 3 nos muestran el perfil de un sujeto distorsionador que intenta encubrir los rasgos clínico-patológicos de la personalidad, sobre todo los componentes de la "tétrada psicótica": Paranoia (Pa), Pt (Psicastenia), Sc (Esquizofrenia) y Ma (Hipomanía).
Obsérvense también las relaciones sistemáticamente negativas entre L y F y positivas entre L y K; tanto F como K están incluidas entre las "escalas de validación" del MMPI para medir distintas disposiciones del sujeto ante la prueba. Los usuarios del MMPI que conocen los trabajos de Gough (1946, 1947) y su medida de "disimulación", saben que la puntuación resultante de hallar la diferencia "F-K" indica "ocultamiento" o distorsión hacia una buena o mala imagen de sí mismo (aunque con más éxito en esta segunda dirección), y los datos de nuestras muestras (tabla 3) lo corroboran sistemáticamente en las siete muestras. En la citada obra (Seisdedos, 1980) se ha tipificado con muestras españolas esa medida "F-K" de Gough.
En las muestras B y E (obtenidas en un proceso de selección para ingreso en la Universidad) se disponía además de las puntuaciones en otro cuestionario de personalidad, el 16 PF, y se pudo hacer una validación cruzada de las hipótesis de Cattell sobre la distorsión. Más adelante nos adentraremos con detalle en este instrumento factorial y sus hipótesis sobre DM.
Una vez terminada la adaptación y tipificación del 16 PF Formas A y B en nuestro país, realizamos una investigación para definir en la Forma A una escala de distorsión (DM), siguiendo un esquema de estudio similar al que originalmente habían realizado Karson y O'Dell (1980). Una muestra experimental de 214 universitarios (57 V y 157 M) contestaron al cuestionario anónimamente y con las instrucciones normales (en las que se les pedía, como es corriente en estos exámenes, su sinceridad); posteriormente, con un intervalo de una semana a un mes, volvieron a contestar al cuestionario y en las instrucciones de aplicación se les incitó a la distorsión (con frases como "Imagínense que son candidatos a un puesto de trabajo que les gusta mucho o del que tienen mucha necesidad").
El correspondiente análisis de elementos mostró aquellas 15 cuestiones más vulnerables a la distorsión y con ellas se elaboró una escala DM y su correspondiente plantilla de corrección; los análisis de las diferencias entre la situación normal-sincera y la distorsionada resultaron significativos a unos estrictos niveles de confianza, como también lo fueron cuando posteriormente se aplicó esta escala DM a una muestra de unos 400 casos de orientación y a un grupo similar de sujetos en procesos de selección: las puntuaciones en esta última situación se elevan significativamente (Seisdedos, 1981, 2ª edic.).
En esta obra, y con muestras de adultos en procesos de selección, se ha observado que, en general, los sujetos distorsionadores disminuyen los componentes de la Ansiedad (inestabilidad emocional, aprensividad, tensión/frustración, etc.) y aumentan los de la Extraversión (afectividad, impulsividad, adhesión al grupo, etc.).
Recientemente, con unas muestras más grandes, hemos verificado los resultados anteriores utilizando otros enfoques de análisis. Las muestras de sujetos y variables son las siguientes:
a) 422 adultos jóvenes, candidatos en un proceso de selección para la policía municipal de una capital española, con 29 variables:
- 16 PF Forma C: 16 escalas primarias y DM
- CAQ, Cuestionario de Análisis Clínico de la Personalidad: 12 variables clínicas.
b) 1.186 adultos (entre 20 y 40 años, aproximadamente), candidatos en un proceso de selección a puestos administrativos, con 27 variables:
- 16 PF Forma A: 16 escalas primarias, DM y Negación.
- Batería aptitudinal: inteligencia, comprensión de órdenes, atención, clasificación, ortografía, etc.
c) 3.558 adultos (19 a 55 años), candidatos en una selección a puestos de subalternos en la administración pública, con 26 variables:
- 16 PF Forma D (paralela a la Forma C) con 16 escalas y DM.
- Batería aptitudinal: inteligencia, atención, memoria, etc.
d) 1.127 adultos jóvenes, candidatos a puestos administrativos:
- Tests AR, VR y NA de la batería DAT.
- 16 PF Forma A, con 16 escalas, DM y Negación.
e) 87 muestras de 34 provincias españolas (total N = 34.687) candidatos de selección a puestos administrativos y subalternos, con el EPI-A y unas pocas variables aptitudinales.
f) 1.080 adolescentes de centros escolares madrileños, de un estudio sobre conducta antisocial y hábitos relacionados con la droga, con un cuestionario antisocial-delictivo, otro de hábitos y el EPI-A.
g) 1.040 adultos de diversa procedencia, que contestaron al EPQ-A y a una escala (SPS) de actitudes psicosociales de forma voluntaria y anónima.
Los análisis realizados con estas muestras han sido muy diversos y los estadísticos obtenidos numerosos. En las tablas que se incluyen hemos intentado reducir su presentación a aquellos datos más relacionados con el fenómeno de la distorsión y sus implicaciones en otras variables de personalidad, aptitudinales o de otro tipo.
Dado que en la mayoría de nuestros análisis hemos empleado los instrumentos de Cattell y colaboradores, hemos comenzado por hacernos la siguiente pregunta: ¿cómo se comportan las distintas Formas del 16 PF en la medida de DM y en las relaciones de esta variable con las escalas de personalidad?. En la tabla 4 se recogen (con los estadísticos básicos de DM en la base) los índices de relación en las Formas A, C y D; recordamos al lector que en la Forma B no es posible, por el momento, obtener esta medida DM. A la hora de interpretar los datos de la tabla 4, el lector debe tener en cuenta que los N de las muestras son, en general, grandes y que un índice pequeño de correlación resulta estadísticamente significativo; así, al nivel de confianza (N.c.) del 1 % basta una r = 0,126 con N = 422, una r = 0,075 con N = 1.180 y una r = 0,044 con N = 3.487.
Atendiendo a esas consideraciones, el esquema de relaciones que presentan las cuatro columnas de la tabla 4 es muy semejante. En cada Forma las cuatro variables de personalidad más afectadas por la distorsión son las indicadas en el cuadro 1.
Estos rasgos concuerdan bastante bien con los que habíamos visto como "deseables" o "ideales", en el trabajo de Meredith (1968) y con las consideraciones de Cattell, Eber y Tatsuoka (1970).
Sin embargo, el lector habrá observado también que los índices son más elevados en la Forma A; esto puede ser debido a que la escala DM de la Forma A está constituida por elementos que también puntúan en otras escalas (principalmente en Q4, Q3 y H); este solape produce un efecto de correlación espúrea que hemos calculado con la formulación de Guilford, y en la tabla 4 viene expresada bajo el epígrafe "Solape".
Teniendo en cuenta este solape, parece que las Formas A y C tienen una estructura de relación con DM muy semejante, aunque las medias aritméticas de la base sean mayores en la Forma C; esto último es debido a que la DM de ésta emplea una escala de medida 0-1-2, mientras que en la Forma A el continuo de medida es 0-1. La Forma D presenta unos índices más bajos; es probable que esta versión sea menos susceptible a DM, es decir que el instrumento resulte más inmune a la distorsión, o bien que los casi 3.500 sujetos de la muestra hayan tenido menos motivos para distorsionar sus respuestas (lo cual parece menos probable).
En un caso o en otro, y con todas las Formas del 16 PF, vemos que el sujeto DM+ se adapta subjetivamente a un perfil que le favorece socialmente. Este sujeto DM+ se define a sí mismo, en primer lugar, como emprendedor (H+), relajado (Q4-), seguro (0-), emocionalmente estable (C+) y controlado (Q3+), y, en segundo lugar, como abierto (A+), entusiasta (F+), cumplidor (G+), competitivo (E+), adaptable (L-) y socialmente dependiente del grupo (Q2-).
Todas estas cualidades son normalmente muy deseables desde el punto de vista de relación social y laboral, y, probablemente, el sujeto lo sabe y se adapta a ellas en su comportamiento ante los cuestionarios de personalidad. ¿No resulta esto una postura inteligente y adecuada a las circunstancias en las que se encuentra en esos momentos?
¿Pero se comportan por igual ambos sexos?. El Manual del 16 PF indica que los varones tienden a obtener puntuaciones DM más altas que las mujeres; en las muestras anteriores (excepto en la Forma C, cuyos sujetos eran casi exclusivamente varones), obtuvimos en cada sexo los estadísticos básicos de DM y las relaciones de ésta con las demás escalas del 16 PF. Los resultados se encuentran en la tabla 5.
La DM media de los varones en la Forma A es mayor que la de las mujeres, pero son muy iguales ambos sexos en la Forma D. Sin embargo, en ambas Formas la estructura de relaciones de DM con personalidad está más definida entre los varones. Ante estos datos se esbozan las siguientes alternativas respecto a la conducta del varón:
a) es más dado a utilizar la distorsión para mejorar su imagen,
b) posee en menor medida esas "buenas" cualidades sociales y emplea más la DM para presentar una mejor apariencia,
c) cree que se "Juega" más en la situación (que normalmente ha sido de selección de personal en las muestras empleadas en estos análisis) y se implica más en la DM del cuestionario, no tanto en una elevación del promedio DM como en las relaciones de ésta con las demás escalas de personalidad.
Para expresar esto de otra manera, clasificamos una muestra suficientemente grande (N = 1.186) del 16 PF-A en cinco subgrupos con diferente grado de distorsión (de menor a mayor, DM1 a DM5) y obtuvimos en ellos los estadísticos básicos en las escalas del 16 PF. A continuación transformamos las medias de los subgrupos en puntuaciones típicas S (media 50 y d.t. 20) tomando como datos normativos los de la misma muestra (N = 1.186). Los resultados se encuentran en la tabla 6 como posiciones relativas de cada subgrupo, y en la base se indica el ámbito de puntuaciones directas en DM que define al grupo.
En las escalas más afectadas por DM, los grupos extremos alejan más su S de la media 50. Obsérvese, por ejemplo, que los sujetos DM 1 (los más sinceros) obtienen una S de 34 en H (son menos emprendedores), de 35 en C (menos estables emocionalmente), de 36 en Q3 (más descuidados de las reglas sociales), de 68 en Q4 (más relajados) y de 60 en 0 (más serenos). En el otro extremo, los DM5 (los más distorsionadores) "resultan" con una S de 68 en H (más emprendendores), de 65 en C (más estables), de 63 en Q3 (más socialmente atentos), de 33 en Q4 (menos frustrados) y de 34 en O (menos aprensivos).
Los candidatos de los procesos de selección, por tanto, se comportan "inteligentemente" adaptándose a la situación en que se encuentran en el momento de contestar a los cuestionarios Y. en consecuencia, presentan el "mejor" perfil o la apariencia que creen más adecuada.
El esquema es bastante explicativo por sí mismo, pero lo hemos querido replicar en cada sexo. Para ello tomamos otra muestra mayor (para que las submuestras de los dos sexos fueran tan grandes o mayores que las anteriores). En este caso, el instrumento fue el 16 PF-D y se analizaron los resultados de 1.861 varones y 1.681 mujeres. Como en el estudio anterior, en cada sexo se formaron cinco subgrupos (DM1 a DM5, de menor a mayor distorsión); en este caso, al tener cada subgrupo (excepto los extremos DM1 y DM5) igual amplitud en puntuaciones directas DM, las submuestras resultan de diferente cuantía, pero ésta siempre es suficiente para considerar estables los estadísticos básicos.
El perfil numérico de las puntuaciones S que presenta la tabla 7 es bastante similar al que habíamos visto en los párrafos anteriores con el 16 PF-A, y ambos sexos elevan y bajan su perfil para presentarnos la imagen correspondiente al constructo DM que repetidas veces venimos observando. Igualmente se observa que los varones obtienen valores S algo mayores que las mujeres, tal como habíamos señalado anteriormente.
Hasta el momento, por tanto, el esquema del sujeto distorsionador se confirma con los distintos enfoques que hemos utilizado, y su estructura de personalidad concuerda con lo que habíamos observado en la literatura y replicado en páginas anteriores: las de una persona que, primordialmente, y para presentarnos una personalidad ajustada,- intenta ocultar las notas características de la Ansiedad.
Para ver esto a nivel de dimensión o factor de segundo orden, se utilizó una de las muestras (N = 1.183) que había contestado al 16 PF Forma A y se calcularon en los sujetos sus puntuaciones factoriales utilizando los pesos encontrados en su tipificación (Seisdedos, 1978, 1981). Además, junto a las cinco dimensiones secundarias de la tipificación española, se calcularon otras cinco estimaciones que proponen Cattell y Eber (1970): Psicoticismo, Neuroticismo, Liderazgo, Creatividad y Rendimiento académico, y para ello se emplearon los pesos y constantes propuestos por estos autores. A continuación se obtuvieron las relaciones de estas diez dimensiones secundarias con la DM del cuestionario, así como las posiciones relativas (en puntuaciones S) de los cinto subgrupos (DM1 a DM5, de menor a mayor distorsión) a que hemos aludido anteriormente.
Los resultados de estos análisis de relación y diferenciales se encuentran en la tabla 8. Los coeficientes de correlación de la primera columna nos muestran, a nivel de dimensión secundaria, las características del sujeto distorsionador; este se autodefine como ajustado (poco ansioso), extravertido, algo independiente, sin problemas o desviaciones (psicóticas o neuróticas), buen líder y dispuesto a rendir en los estudios.
Expresado en la forma de perfil de puntuaciones S, la información es similar, y el lector podrá examinar las crestas y valles del sujeto DM1 (sincero) y del sujeto DM5 (claramente distorsionador), el cual según nuestra hipótesis, ha actuado inteligentemente en su adaptación a la situación de examen.
Pero, ¿este esquema es aplicable a ambos sexos?. Para examinar este aspecto, tomamos de nuevo la muestra de 3.487 sujetos y la clasificamos por el sexo. Sin embargo, a la hora de continuar el estudio nos tropezamos con un problema puesto que el instrumento que se había utilizado en esta ocasión, el 16 PF Forma D, no tiene publicados análisis factoriales, y tuvimos que realizar previamente estos análisis para continuar con los estudios diferenciales.
Así pues, en cada uno de los dos sexos se factorizaron las puntuaciones directas de las escalas de personalidad (eliminando antes la escala B que está destinada a medir inteligencia). En el análisis de "máxima verosimilitud" (MLFA) y rotación oblicua se obtuvieron en ambos grupos las cuatro dimensiones secundarias que habíamos definido anteriormente con otras Formas del 16 PF (Seisdedos, 1978): Ansiedad, Extraversión, Socialización y Subjetivismo. Apareció también un quinto factor que presentaba una saturación casi única en la escala H (propia de una persona socialmente "atrevida", no inhibida); esta dimensión viene a ser, por su gran variabilidad en la forma de escala primaria, un factor específico que se desgaja en su polo positivo de la dimensión Extraversión y en el negativo de la Ansiedad.
Una vez obtenida la matriz de coeficientes factoriales, se aplicaron éstos a todos los sujetos para obtener su puntuación factorial en las cinco dimensiones utilizando la escala típica S. En este caso, como teníamos algunas dudas de que fuesen pertinentes (por proceder de muestras extranjeras), no utilizamos los pesos correspondientes a las cinco estimaciones anteriormente empleadas (Psicoticismo, Neuroticismo, etc.), y nos centramos únicamente en los cinco factores obtenidos en los análisis citados en el párrafo anterior. Las correlaciones entre estas puntuaciones y la escala DM que tiene incorporada esta Forma D del 16 PF están recogidas en la tabla 9, junto con los estadísticos básicos de DM.
El primer dato a destacar es que las relaciones encontradas son inferiores a las halladas con el 16 PF-A; esto probablemente es debido, como hemos señalado ya, a que en el 16 PF-A hay un cierto grado de solape y correlación espúrea, mientras que en el 16 PF-D los elementos de DM son independientes de las demás escalas.
Sin embargo, se confirma en esta Forma D algo que habíamos observado antes. Nos referimos al hecho de que, en ambos sexos, la relación más intensa es negativa con Ansiedad y positiva con las demás dimensiones, así como que tanto con Ansiedad como con Extraversión y con el factor "H" la relación es mayor entre los varones, mientras que en Subjetivismo, son las mujeres las que utilizan en mayor medida la distorsión. Estos dalos concuerdan igualmente con observaciones obtenidas en otros estudios y que, probablemente, son también de conocimiento popular. No obstante, puede verse que, en esta Forma del 16 PF y muestras empleadas, las mujeres obtienen una DM ligeramente mayor, al contrario de lo que habíamos visto en otros instrumentos cattellianos.
En esta fase de los análisis, y dado que las submuestras de sujetos sinceros (DM1) y distorsionadores (DM5) tienen unas cuantías de casos suficientes (222 y 273, respectivamente) para realizar análisis factoriales, sometimos las 15 escalas de personalidad de cada submuestra al tipo de análisis (MLFA y rotación oblicua) utilizado anteriormente. Nos interesaba conocer si su estructura factorial presentaba algunas peculiaridades que pudieran ser debidas a su diferente grado de puntuación DM.
Los resultados de estos análisis factoriales se encuentran en la tabla 10, con las saturaciones (en centésimas) más significativas de cada submuestra y cada escala en las cinco dimensiones obtenidas en cada análisis. La estructura factorial en el grupo DM-Baja es similar a la que presenta el Manual del 16 PF, y las dimensiones podrían etiquetarse como Ansiedad, Extraversión, Socialización, Subjetivismo e Independencia. Sin embargo, en el grupo DM-Alta encontramos unos factores algo diferentes que procedemos a interpretar a continuación:
I: Es ANSIEDAD, pero han quedado diluidas las cualidades del sujeto cohibido (H-) y autoconflictivo (Q3-), y descienden los pesos de la persona tensa (Q4+) y aprensiva (O+).
II: Es una forma de INDEPENDENCIA autosuficiente.
III: Es EXTRAVERSION, pero se destacan las notas de entusiasmo (F+) y dependencia del grupo (Q2-) y se diluyen las de dominancia (E+).
IV: Recoge las notas de SOCIALIZACION y se define a un sujeto consciente (G+), llevado por su autoimagen (Q3+), sobrio (F-) y abierto (A+).
V: Es otra forma de INDEPENDENCIA, con notas peculiares de un sujeto natural pero difícil de manejar (N-) y de tipo conservador o de ideas tradicionales arraigadas (Q1-).
En resumen, los sujetos DM- tienen una estructura factorial muy semejante a la de la población general, mientras que en las personas DM+, aún cuando se definen los mismos factores, éstos presentan algunas peculiaridades que parecen producto de esa actitud distorsionadora: notas de autosuficiencia, entusiasmo, adherencia al grupo y conservadurismo. Probablemente, es la imagen que quiere presentarnos para "quedar bien".
En el siguiente paso quisimos conocer la estructura interna de la DM cuando se intenta explicar desde las medidas de la personalidad. Es decir, tomando como variables independientes las escalas primarias de los instrumentos del 16 PF y como variable dependiente DM, se ha querido conocer los pesos de las escalas en la ecuación de regresión para estimar esa actitud. Para ello se ha utilizado la muestra obtenida con la Forma D (N = 3.487), y el análisis se ha realizado independientemente sobre cada uno de los sexos.
Los resultados de los dos análisis de regresión múltiple (tipo "paso a paso") se encuentran en la tabla 11; la mitad izquierda se refiere a los varones y la mitad derecha a las mujeres. En cada columna se relacionan, por su orden de importancia, las escalas cuyos pesos Beta resultaron significativos, y en la base están el índice R múltiple y el porcentaje de varianza explicada.
El índice correlación múltiple (R) y el porcentaje de varianza explicada es mayor entre los varones. Cada sexo parece destacar aquellas variables que, desde un punto de vista subjetivo, le parecen más socialmente aceptables. En primer lugar, la ecuación de ambos sexos destaca el ser una persona autocontrolada, y esto explica más de la mitad de la varianza común. A continuación, los varones presentan las características de un sujeto estable aunque impulsivo, mientras que las mujeres se inclinan por una persona atrevida aunque adaptada al grupo.
Obsérvese que esta característica de "atrevimiento" (que tradicionalmente la mujer no había tenido) es utilizado ahora cuando se trata de "distorsionar" para adecuarse a las exigencias de un puesto de trabajo. Las mujeres, como característica con peso bastante significativo, añaden la de una persona estable (que también han señalado los varones) y ambos sexos ponen a continuación la de tener una apertura afectotímica (A+).
Para conocer esta misma definición de la distorsión en términos de medidas de personalidad de orden secundario, se utilizaron las ecuaciones de regresión para estimar puntuaciones factoriales en las dimensiones secundarias que habíamos definido en los análisis factoriales y se aplicaron a los 3.487 sujetos. Sus resultados en los cuatro factores anteriormente citados (Ansiedad, Extraversión, Socialización y Subjetivismo) en la escala típica S se utilizaron como variables dependientes en un análisis de regresión. La tabla 12 presenta para cada grupo (los dos sexos y la muestra total), los coeficientes Beta de regresión, y los índices resumen de esta técnica.
El esquema estaba ya implícito en los análisis diferenciales y de regresión que hemos presentado anteriormente. La distorsión tiene un fuerte componente de ocultamiento de la Ansiedad, otro de acercamiento a la normativa "socializada" para ofrecer las notas de Extraversión y, en el caso de las mujeres, se incluyen las de Subjetivismo.
Este ocultamiento de cualquier problemática o desviación clínica de la personalidad que se considere peyorativa, hemos podido reiterarlo en una muestra de 422 sujetos adultos (en su mayoría varones) que se sometieron, como candidatos a un puesto de trabajo, a la Forma C del 16 PF y a un instrumento de tipo más clínico, el Cuestionario de Análisis Clínico de la Personalidad (CAQ, de S.E. Krug, TEA 1987). Esta prueba ofrece puntuaciones en doce variables de la personalidad, siete de tipo depresivo y cinco cuyos enunciados se asemejan a algunas escalas del MMPI. En la tabla 13 se recogen los resultados de un análisis de relaciones y otro de tipo diferencial en puntuaciones S.
En primer lugar, la escala DM del 16 PF Forma C se puso en relación con las 12 variables del CAQ, y la mayoría, de los índices son significativos y negativos, es decir, el sujeto niega poseer esos rasgos que apuntan a diversos tipos de depresión, a la esquizofrenia o al desajuste psicológico; esto parece propio de una actitud distorsionadora y el sujeto la ha utilizado para adaptarse mejor a las exigencias del proceso selectivo.
En segundo lugar, tomando la distribución de la escala DM como criterio de clasificación, se formaron tres subgrupos con distinto grado de distorsión y en cada uno se calcularon los promedios en las doce escalas del CAQ; estas medias se transformaron en puntuaciones típicas S relativas a los estadísticos básicos del grupo total. Los sujetos DM+ se alejan significativamente por debajo del promedio 50 en la mayoría de estas escalas clínicas. Las dos únicas excepciones son D3 (Agitación) y Pp (Desviación psicopática); pero estas excepciones vienen a confirmar aún más la hipótesis de distorsión como actitud de adaptación. Tal vez D3 no se ve afectada por la distorsión porque en su polo alto se define a "una persona que busca excitación, ,es incansable, acepta riesgos e intenta nuevas cosas", y esto no es nada peyorativo para el sujeto distorsionador. Por otra parte, a nuestro parecer, en la escala Pp, que define a "una persona complaciente ante la conducta antisocial propia o ajena y que no le ofenden las críticas", se da un fenómeno de oposición que veremos en el apartado destinado a la conducta antisocial; el adulto joven DM+ de la presente muestra parece alardear de esa postura inhibitoria de lo social y sus críticas.
Hasta el presente hemos analizado en situaciones de selección de personal el constructo de la distorsión/sinceridad (así como sus correlatos con otras variables de la persona), utilizando como medida del constructo la puntuación directa en una variable o escala de un cuestionario. En este apartado vamos a profundizar aún más descendiendo a la unidad de medida, a los elementos que componen esa variable.
En un trabajo citado en páginas anteriores (Seisdedos, 1987) hemos estudiado en adolescentes la composición de la escala S del EPQ-J; como resultado de un examen del contenido y redacción de las cuestiones, se definen tres subescalas de contenido en S (conductas relacionadas con otros niños, con los adultos y con normas abstractas), que posteriormente se verifican con otras tantas subescalas factoriales cuando se analizan con esta técnica los 20 elementos del cuestionario. En las conclusiones del trabajo se señala que los grupos con distinta edad y sexo se comportan diferencialmente en esas subescalas, lo cual permite aportar datos que apoyan también la hipótesis de la distorsión como "actitud inteligente de adaptación".
Centrándonos ahora en adultos en procesos de selección, hemos tomado una muestra de casi tres millares de sujetos aspirantes a puestos administrativos que habían contestado al EPI Forma A, y se han analizado los 9 elementos que componen la escala de Sinceridad. En la tabla 14 se presentan, en las submuestras de cada sexo, los índices de atracción (en la forma de porcentaje de frecuencia en la dirección de Sinceridad), así como sus relaciones con la edad y las medidas del EPI. Dado que en los siguientes párrafos y análisis vamos a aludir a estos elementos, en la base de la tabla se recoge también su redacción y entre paréntesis la respuesta (SI/NO) que puntúa en la dirección de Sinceridad.
La correlación de cada elemento con Sinceridad (S) se podría tomar como índice de consistencia interna (es decir, la relación de un elemento con su misma escala), pero el índice está afectado por el efecto de contaminación, puesto que el mismo elemento pertenece a la escala; por estas razones se calculó la correlación cuando de la escala se elimina ese elemento y sólo queda con los ocho restantes, y los índices resultantes (que también aparecen en la tabla) pueden ser considerados más adecuadamente como "índices de homogeneidad corregidos" (IHc).
De los datos de la tabla 14 se puede deducir que:
a) La atracción es de tipo medio (63% entre varones y 57% entre mujeres), y excepto en los dos primeros (referidos a altibajos en el estado de ánimo y a que no todas sus costumbres sean buenas y deseables), los varones superan a las mujeres en sus puntuaciones.
b) En ambos sexos, el elemento de menor atracción es el 30 (hablar de cosas que se desconocen), y el de mayor atracción el 18 (existencia de personas que a uno no le gustan en absoluto). Estas notas pueden ayudar a comprender la idiosincrasia de estos sujetos: aceptar que se es crítico en sus gustos personales (el 18) y que se evita reconocer una falta que toca el "ego" del sujeto (el 30), elemento este último que, tal vez por su extremada distribución, ha sido el menos discriminativo de la escala y el que menos relación tiene con las demás (N y E).
c) Todos los elementos parecen bien adecuados a la medida de la escala, pues sus relaciones con ella (en la forma de IHc) son mayores que las que tienen con las dos medidas de la personalidad.(N y E).
d) Igualmente se observa que todas las cuestiones de Sinceridad tienen vinculación significativa y positiva con la inestabilidad, y negativa con Extraversión (excepto el 30 y el 48). El elemento más "inestable" es el 12 (cuando se niega que todas las costumbres sean buenas y deseables), y también el más "introvertido".
e) Pocos elementos están relacionados con la edad: el 12 y el 42 entre los varones y el 12, el 42 y el 48 entre las mujeres.
En cada caso, las matrices de intercorrelaciones de los 9 elementos se sometieron a varios análisis factoriales, y la solución oblicua de máxima verosimilitud que presenta la tabla 15(con saturaciones en centésimas) es muy similar en ambos sexos. En la base de la tabla se indica el porcentaje de varianza total explicada por ambas dimensiones, debajo de las comunalidades (h2) de cada variable/elemento con los dos factores; éstos tienen una correlación de -0,51 en los varones y de -0,39 en las mujeres, lo cual parece confirmar la existencia de la dimensión general de Sinceridad que definen los autores (Hans y Sybil Eysenck).
La primera dimensión alude a conductas que de algún modo implican a otras personas: llegar tarde al trabajo o cita, hablar de cosas que se desconocen, murmurar de otros, quedarse en la cama después de oír el despertador (y se supone que el despertador se ha dejado dispuesto para actuaciones concretas en contextos sociales), y gusto por la alabanza recibida de los demás.
La segunda parece más propia e íntima de la persona y sus normas: estado de ánimo con altibajos, tener buenas y deseables costumbres, o haber comido más de la cuenta.
El elemento 18 (la existencia de personas que no agradan al sujeto en absoluto) es el que tiene una comunalidad (h2) más baja; en los varones se define junto a los elementos relacionados con el propio sujeto, y en las mujeres junto a las cuestiones relacionadas con los otros. A causa de estas diferencias no lo hemos introducido en el siguiente paso, en el que nos propusimos conocer algo más de estas dos dimensiones. Para ello, obtuvimos las correspondientes puntuaciones factoriales a partir de los coeficientes de las ecuaciones de estimación y las hemos puesto en relación con la edad y las dos dimensiones de personalidad. Los resultados se encuentran en la tabla 16.
Parece como si los elementos de la subescalas S-1 estuvieran en ambos sexos más positivamente involucrados con la Inestabilidad (N) que negativamente con la Extraversión (E), mientras que los de S-2 generarían la relación negativa que anteriormente hemos visto entre S y E. Así, pues, de estos análisis se podría deducir que uno de los focos de la Inestabilidad del sujeto es el modo como percibe y se relaciona con las demás personas, así como que la relación negativa S-E (o, si se quiere, positiva con Introversión) viene dada por esos elementos que hacen alusión a aspectos íntimos o idiosincrásicos de la persona (factor o subescala S-2).
Dado que, como han indicado los autores (Eysenck y Eysenck, 1963, 1977), y se ha verificado recientemente en muestras españolas (Luengo Martín, 1986), en el factor de Extraversión se pueden encontrar dos subdimensiones (Impulsividad y Sociabilidad, con 11 y 13 elementos, respectivamente), las hemos calculado independientemente para cada sexo en la presente muestra del EPI-A y sus resultados se han incluido también en la tabla 16. Las dos últimas líneas de esta tabla viene a representar como un desglose de la conexión de las subescalas S-1 y S-2 con E, y la relación es más importante con la Impulsividad que con la Sociabilidad.
Ya en la Introducción se ha aludido a la variable edad para indicar que parece haber un efecto curvilíneo en su relación con la distorsión; se ha indicado que ésta disminuye con los años entre los niños y adolescentes, y el sentido se invierte entre los adultos. Es un efecto o curva tipo "U" cuya segunda mitad, ascendente, entra de lleno en el contenido y tipo de sujetos aludidos en esta comunicación (adultos en procesos de selección).
Cuando los análisis se realizan en muestras con pequeña variabilidad en cuanto a la edad (porque los sujetos son homogéneos en esta variable), es probable que no se manifieste lo indicado en el párrafo anterior. Por tanto, lo ideal sería disponer de una muestra estudiada longitudinalmente en varios momentos pero con igual motivación para la distorsión; pero esto no nos ha sido viable todavía.
Sin embargo, alguna información se puede dar sobre la influencia de la edad cuando se tiene una muestra suficientemente heterogénea en esta variable y grande como para formar subgrupos a lo largo de su continuo. Este parece ser el presente caso en el que disponemos de las puntuaciones del EPI-A y la edad en 33.279 adultos españoles; se clasificaron previamente por su sexo, y a continuación se formaron subgrupos de edad con cinco años de ámbito, desde los 15 hasta los 54; en cada uno de ellos se calcularon los estadísticos básicos de la Sinceridad de ese cuestionario y los resultados se encuentran en la tabla 17.
Si el lector recuerda que Sinceridad es lo contrario de distorsión, las conclusiones que presentamos a continuación sobre los datos de la tabla 17 parecen confirmar los resultados e hipótesis previos:
a) Todavía hay un aumento de Sinceridad al pasar de los 15-19 a los 20-24 años; la inversión de la curva tipo "U" parece ocurrir a los 20-24.
b) A partir de los 20-24 años la Sinceridad disminuye (es decir aumenta la distorsión) y sigue disminuyendo a lo largo de todo el ámbito de edad estudiado.
c) Los grupos de las mujeres son sistemáticamente menos sinceros (más distorsionadores).
La figura 1 que viene a continuación ilustra estas conclusiones. El gráfico sitúa a cada sexo y subgrupo en la escala típica S en relación con los estadísticos básicos (media y d.t.) de la muestra total (N = 33.279). La curva de las mujeres se mantiene siempre por debajo de la de los varones, y se observa que el punto más alto, en ambos sexos, se sitúa hacia los 20-24 años, para comenzar un descenso paulatino y constante. Sin embargo, conviene que el lector recuerde (si vuelve a repasar los datos de la tabla 17) que en los subgrupos de mayor edad las muestras son de menor cuantía y, por tanto, de menor estabilidad los estadísticos obtenidos y proyectados en el gráfico.
En la recogida de algunas de las muestras previamente aludidas se habían tomado también observaciones o puntuaciones de los sujetos en variables aptitudinales, y las hemos empleado en nuestros análisis para conocer su influencia en el constructo de la distorsión.
En otra investigación sobre jóvenes y adolescentes (Seisdedos, 1987), hemos observado que las variables intelectuales correlacionan positivamente, aunque en muy pequeño grado, con la Sinceridad de los cuestionarios de Eysenck (EPI y EPQ). En este estudio se han empleado baterías aptitudinales, como el TEA (Tests de Aptitudes Escolares) y el DAT (Tests de Aptitudes Diferenciales) y uno de inteligencia general (D-48), en una muestra de más de mil escolares. Una de sus conclusiones es que, en principio y entre los jóvenes, las variables intelectuales sólo muestran una ligera tendencia a asociarse con la Sinceridad. Probablemente, los mejores dotados están menos "socializados" (eluden las pautas sociales) y contestan algo menos frecuentemente en consonancia con una mayor distorsión.
Para analizar este aspecto en los procesos de selección se tomó una muestra de 4.511 adultos jóvenes candidatos en un proceso de selección para puestos administrativos, y los sujetos se clasificaron en tres grupos de cuantía similar según la distribución de sus puntuaciones en una prueba aptitudinal (se trata del test Monedas-1 que pone en ejercicio el razonamiento y el ingenio numérico para resolver elementos bastante libres de los efectos culturales). En estos tres grupos de diferente dotación intelectual, baja (I-), media (I=) y alta (I+), se calcularon los estadísticos básicos en las tres escalas del cuestionario de personalidad EPI-A, así como las intercorrelaciones de esas tres medidas. A continuación se clasificaron los sujetos de cada grupo por su sexo y se repitió el análisis en cada uno de ellos. Los resultados se encuentran resumidos en la tabla 18.
Partiendo del hecho de que las mujeres son, generalmente, más inestables (N+) y extravertidas (E+), pero menos sinceras (S-), en el grupo total los sujetos con buena dotación aptitudinal resultan más controlados (N-) y extravertidos (E+), e incluso nos dan la imagen de ser más sinceros (S+). No son diferencias grandes en términos de puntuación directa, pero estadísticamente significativas dado el elevado número de casos de las submuestras. El esquema es muy similar en ambos sexos, y podríamos concluir que, al aumentar la dotación aptitudinal, los sujetos:
a) disminuyen su inestabilidad (las mujeres en mayor medida),
b) aumentan su Extraversión (los varones en mayor medida), y
c) aumentan su Sinceridad (ambos sexos por igual).
Este efecto de la inteligencia sobre la Inestabilidad y la Extraversión es muy parecido a lo que hemos revisado anteriormente sobre a influencia de la distorsión y nos preguntamos si es la Sinceridad o la inteligencia la que motiva los cambios. Es decir, si los más inteligentes son N- y E+, ¿lo son por ser más inteligentes o por ser S+, menos "adaptados" o "socializados"?. El fenómeno podría ocurrir según el siguiente esquema causa": los más inteligentes están menos influidos por las "convenciones sociales" (puntúan S+), son más seguros de sí mismos, más autocontrolados, más libres de la socialización y, consecuentemente, se autodefinen en el cuestionario como menos inestables (N-) y más dados a gustar de las relaciones sociales (E+).
Por otra parte, se observa que entre los sujetos más inteligentes, y más aún en el caso de las mujeres, la relación positiva entre Sinceridad y neuroticismo disminuye significativamente y aumenta negativamente la que hay entre Sinceridad y Extraversión. Es decir, si invertimos mentalmente la escala de Sinceridad y pensamos en términos de Distorsión, lo contrario de Sinceridad, entre los sujetos inteligentes la Distorsión se asocia más con Control (N-) y Extraversión (E+).
Dado que la mayor asociación observada radica entre Sinceridad e Inestabilidad (N), a continuación, en una fase posterior de los análisis, aumentamos la muestra anterior a 23.433 casos, separamos ambos sexos, los clasificamos también en tres subgrupos según su dotación intelectual (I-, I= e I+) y cada subgrupo se clasificó de nuevo por su puntuación en Neuroticismo (N-, N=, N+). En la tabla de cruce de 3 x 3 de cada sexo se obtuvo la puntuación media en Sinceridad y, comparándola con el promedio obtenido en cada sexo, se halló la puntuación típica S. Los resultados de este análisis diferencial se encuentran en la tabla 19; encima de la sigla que indica la variable intelectual (I) se encuentran los casos que comprende cada subgrupo. El esquema es muy similar en ambos sexos, y el valor típico aumenta progresivamente desde el ángulo superior izquierdo (menor inteligencia y menor inestabilidad) hasta el ángulo inferior derecho (mayor dotación e inestabilidad).
Examinando la tabla horizontalmente, en uno y otro sexo, se observa un ligero aumento de la Sinceridad en los tres subgrupos de distinta Inestabilidad (N), es decir, tanto en los sujetos controlados (N-) como en los inestables (N+), los más inteligentes parecen algo más sinceros. Esto, de algún modo, concuerda con los datos incluidos en la tabla 18: los sujetos más inteligentes son algo más sinceros (aunque también menos inestables). Esto también lo habíamos observado en muestras de niños y adolescentes; pero como previamente hemos mostrado que la distorsión aumenta con la edad (tabla 17), y dando por supuesto que la inteligencia disminuye con el paso de los años, pensamos que en los datos de la tabla 18 puede estar influyendo esta variable (la edad) y obscurecer la información. Por esto mismo, y para controlar su efecto, hemos repetido el análisis incluyendo únicamente los sujetos de 20 a 25 años, y los resultados se encuentran en la segunda parte de dicha tabla 19 tomando como datos normativos (para el cálculo de las puntuaciones S) los estadísticos básicos de cada sexo en este ámbito de edad. El esquema anterior se repite, aunque en el caso de las mujeres sus valores relativos han quedado más bajos. Así pues, aunque hemos controlado la edad, los sujetos más inteligentes e inestables siguen obteniendo puntuaciones mayores en Sinceridad.
En el siguiente paso, manteniendo separados ambos sexos, se controló el efecto de una nueva variable que hemos visto relacionada con las anteriores, la Extraversión. En este caso la tabla de cruce es de 3 x 3 x 3, y los resultados de cada sexo en la muestra total, y después sólo con los casos de 20-25 años, se encuentran en la tabla 20. En esta ocasión ya se observan algunas diferencias:
a) Dado que la Extraversión ha presentado alguna relación negativa con la Sinceridad (es decir, positiva con la distorsión), no nos sorprende ver que en las bandas horizontales de la primera parte de la tabla 20, con la muestra total, se observa una estabilización o ligero descenso en los valores típicos S de Sinceridad, y el aumento se define verticalmente (al aumentar la Inestabilidad) u horizontalmente por bloques (al aumentar la Inteligencia).
b) Sin embargo, cuando se controla el efecto de la edad (y se estudia únicamente el grupo de 20-25 años en la segunda parte de la tabla), la Sinceridad aumenta cuando lo hace cualquiera de las variables utilizadas en los cruces, la Inestabilidad, la Extraversión y la Inteligencia.
Por tanto, estas tres dimensiones están asociadas a la Sinceridad. Pero también sabemos que hay relaciones entre ellas, y por eso hemos aplicado una técnica multivariada (la regresión múltiple) para observar los pesos de cada dimensión una vez obviadas las interrelaciones existentes. En los dos análisis incluidos en la tabla 21 se ha tomado como variable a explicar o dependiente la Sinceridad tal como es medida por el EPI-A; en el primero se introdujeron las tres dimensiones citadas y la correlación múltiple es de 0,38; se explica un 14% de la varianza de Sinceridad, pero su mayor cuantía lo es por la Inestabilidad (12%). En el segundo de los análisis se introdujo también otra medida de inteligencia (el test TIG-1, de tipo "dominós"), así como la edad y el sexo, y la varianza explicada sólo aumentó al 17%: el primer componente es también la Inestabilidad, le sigue en importancia el sexo y finalmente la inteligencia. La influencia de la edad ha quedado diluida en alguna de las anteriores, y ha desaparecido casi la de la Extraversión.
Así pues, de nuevo nos encontramos datos que corroboran el hecho de que la principal asociación de la Sinceridad (o de la distorsión) es la Inestabilidad, y los sujetos menos sinceros (distorsionadores) se presentan como menos inestables.
Como una de las muestras del estudio con adolescentes (Seisdedos, 1987), utiliza como contraste las puntuaciones en el Cuestionario A-D (Antisocial-Delictivo), hemos querido conocer las relaciones entre estos constructos y la medida de la Sinceridad.
Este Cuestionario A-D (Seisdedos, 1982) está compuesto por 40 cuestiones, 20 sobre conductas claramente antisociales (volcar cubos de basura en las calles, hacer pintadas, pelearse con otros, etc.), y otras 20 sobre conductas de tipo delictivo o casi delictivo (robar cosas de un coche, conseguir dinero amenazando a personas más débiles, robar en grandes almacenes, etc.).
Una de las constataciones del primero de los estudios (1982) es que los adolescentes con problemas de conducta (por encima de la mediana tanto en la escala A como en D), no sólo tenían (como era de esperar) una puntuación alta en P sino que también resultaban más sinceros (S) en el EPQ-J.
En el segundo de los estudios (1987) se aplicaron los cuestionarios EPI y A-D a 1.076 sujetos españoles de 11 a 25 años; no eran delincuentes pero alrededor de la mitad vivían en suburbios de Madrid donde el índice de delincuencia juvenil es elevado. La tabla 22 presenta los estadísticos de esta muestra en las dos escalas de A-D y en las tres del EPI, tanto para la muestra total como para las de cada sexo y cuatro subgrupos de edad.
Para su interpretación téngase en cuenta que la escala D (actos delictivos) es muy asimétrica positiva; la mitad de los sujetos no admite haber cometido ningún acto de ese tipo (puntuación 0), y sólo unos pocos reconocen haber realizado más de cuatro actos delictivos. En contraste, la medida A (antisocial) es muy discriminativa para este tipo de población, y los sujetos de más edad, así como los varones, obtienen puntuaciones mayores, lo cual también es cierto para la escala D.
En la tabla 23 se recogen los análisis correlacionales sobre iguales muestra y submuestras que en la tabla 22. De estos resultados es de destacar que la Sinceridad se relaciona únicamente con el constructo antisocial (y no con el delictivo), así como que esta relación aumenta con la edad y es mayor entre las mujeres.
Finalmente, en este análisis de relaciones entre distorsión y conducta antisocial, en la tabla 24 se incluyen los perfiles numéricos en personalidad de los sujetos clasificados de forma cruzada por las medianas de las distribuciones de A y D. Los sujetos A+D+ se alejan significativamente de los demás en su personalidad y Sinceridad.
Dejamos para el lector la observación de los demás datos de las tablas 22 a 24. Unicamente queremos indicar que, de nuevo, volvemos a encontrarnos con otra evidencia de que la Sinceridad tiene unos componentes de tipo social a los que el sujeto intenta adaptarse.
Para los fines del presente trabajo (distorsión en procesos de selección), uno de los datos interesantes de esos estudios es inferir que el adulto (como lo hace el adolescente), y en mayor medida el adulto joven, puede obtener puntuaciones bajas en distorsión por una postura o actitud rebelde u oposicionista a la normativa de la sociedad. En este caso, el sujeto responde sinceramente, sin tener en cuenta "el que dirán", y puede aceptar en mayor medida, como lo hace el adolescente, esas pequeñas faltas que constituyen los elementos de distorsión o Sinceridad.
Cúando se construyó la Escala Psicosocial Española (SPS, Giorgi y Seisdedos, 1982), en los estudios de tipificación (N = 1.810) un 57,46% de la muestra contestó también al EPQ-A, y, para lograr un buen clima de sinceridad, ambos cuestionarios lo fueron de forma anónima y voluntaria; los casi dos millares de aplicaciones fueron obtenidas sin intención de orientación o selección de personal, solicitando del sujeto "su colaboración para una investigación". Actualmente, y para el presente trabajo sobre Distorsión, hemos rehecho algunos de los análisis y puesto en relación la Sinceridad del EPQ-A con los elementos y escalas de la SPS.
En su edición experimental, el SPS constaba de 82 elementos con respuesta en una escala tipo Likert; un 44% de éstos presentaban correlaciones positivas con Sinceridad, un 35% ofrecían correlaciones negativas y sólo en un 21 % las relaciones no resultaron estadísticamente significativas.
Los análisis factoriales de los elementos de la SPS arrojaron una estructura tridimensional de las actitudes psicosociales (replicada en muy diferentes submuestras). La versión definitiva del instrumento contiene los 63 elementos que resultaron significativos (aunque no excluyentes) en estos tres factores y en los diferentes análisis. Dichas dimensiones, de tipo bipolar, apuntan a los siguientes constructos:
RE Actitudes de tipo religioso, de preocupación por lo transcendental y el más allá, de negación de determinadas libertades y de defensa de las normas religiosas tradicionales en nuestra cultura.
DO Actitudes de tipo dogmático, agresivo, radical y duro en las relaciones con las demás personas.
HE Actitudes de tipo hedonista, de goce de los placeres de esta vida y de búsqueda de libertades y medios para su consecución.
La gran mayoría de las relaciones positivas entre Sinceridad y los elementos de la SPS, aludidas en un párrafo anterior, incluyen elementos que se han definido como HE+, es decir, los sujetos sinceros tienden a afirmar expresiones actitudinales hedonistas como "La tolerancia de la masturbación", "Las relaciones sexuales antes del matrimonio", "La agilización de los trámites del divorcio", "El derecho a quitarse la vida" o "La libertad de prensa en todos los temas", mientras que los menos sinceros o distorsionadores se muestran más partidarios de afirmar expresiones actitudinales religiosas y dogmáticas como "El cumplimiento de los mandamientos divinos", "La educación rígida de los jóvenes", "La educación religiosa en las escuelas", "La censura de ciertas noticias periodísticas" o "La creencia en los dogmas religiosos".
Posteriormente, se obtuvieron las puntuaciones en las tres escalas de la SPS en los 1.040 sujetos que habían contestado anónimamente al espacio de ufaración EPQ-A y se correlacionaron con la Sinceridad de éste; se obtuvieron índices muy significativos: -0,41 con RE, -0,43 con DO y 0,49 con HE, que confirman plenamente lo observado a nivel de elemento.
A continuación, con un criterio puramente subjetivo y posterior al análisis de los contenidos incluidos en esas tres grandes dimensiones, se formaron tres subescalas en cada dimensión (procurando que tuvieran, aproximadamente, igual número de elementos). Son las siguientes:
R1 aspectos religiosos puros
R2 aspectos religiosos sobre la familia y la educación
R3 aspectos religiosos de tipo social
DI aspectos dogmáticos sobre disciplina y rigidez
D2 aspectos dogmáticos relacionados con la propia superioridad personal
D3 aspectos dogmáticos que aluden a violencia física
H1 aspectos hedonistas sobre sexo y matrimonio
H2 aspectos hedonistas sobre libertades y derechos
H3 aspectos hedonistas sobre paz y tranquilidad para gozar de la vida
Finalmente, en la muestra general (N = 1.810) se tomó como grupo de control los 770 sujetos que no habían contestado al EPQ-A, bajo el supuesto, de que su Sinceridad no sería distinta de la población general. El resto de la muestra de tipificación (los 1.040 que sí habían contestado al EPQ-A) se consideró muestra experimental para determinar en ella el influjo de la Sinceridad en la expresión de las actitudes. Esta muestra experimental se dicotomizó por la mediana de Sinceridad; los sujetos poco sinceros o distorsionadores (N = 549), que vamos a llamar S-, constituían un 29,94% de la muestra total, mientras que los sinceros o S+ (N = 498) eran el 27,51% de dicha muestra total.
En los tres grupos (control, S- y S+) se calcularon las puntuaciones en las nueve subescalas y las tres escalas actitudinales; el análisis diferencial (en términos de la razón crítica -t- de Student) de cada grupo experimental con el grupo de control viene resumido en la tabla 25.
Aunque la razón -t- no tiene signo, se lo hemos añadido para señalar la dirección de la superioridad de los sujetos en una determinada puntuación; así, por ejemplo, los poco sinceros o distorsionadores (S-) se inclinan por los polos R+, D+ y H- de las variables, mientras que los sinceros (S+) únicamente se destacan de los de control en que sus actitudes son algo menos religiosas que los de la muestra de control.
Por tanto, a partir de los datos de este estudio, podemos añadir algunas notas más sobre esos sujetos que se enfrentan con actitud distorsionadora ante los cuestionarios. Si aceptamos que lo hace inteligentemente para adaptarse a la situación, este sujeto distorsionador nos presenta unas actitudes socialmente más aceptables:
- afirmación religiosa de tipo tradicional
- postura de disciplina y autosuficiencia
- alejamiento austero de los placeres y libertades
¿A quién quiere convencer con esta postura el sujeto distorsionador de este análisis en el que los cuestionarios (SPS y EPQ-A) se aplicaron de forma anónima, voluntaria y fuera de un contexto "utilitario"?.
Probablemente, en el fondo, lo que está ocurriendo en nuestra cultura es que vamos a la peluquería o nos ponemos la corbata no sólo para acudir a una "cita" importante sino también para agradarnos a nosotros mismos y adaptarnos a nuestro yo ideal interno; cubrimos nuestras "imperfecciones" (o lo que la socialización nos muestra como tal) incluso en la intimidad de nuestros hogares.
Y esto, retomando una idea de la introducción de este trabajo, puede ser algo loable por parte del sujeto, por lo menos cuando se relaciona con los demás. El psicólogo que utiliza los cuestionarios como una técnica más puede, a nuestro parecer, tener en cuenta las consideraciones apuntadas aquí y sopesar la medida de la distorsión para los fines de su labor psicológica de selección. Es probable que, en ocasiones, le interese cubrir el puesto de trabajo con una persona que "sabe estar a la altura de las circunstancias".
