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Introducción
La fusión de identidad es un sentimiento que experimenta una persona de conexión con un grupo, y de compartir cualidades esenciales con éste (Swann et al., 2009). Su relevancia es que es un buen predictor de conductas extremas progrupo, como poner en riesgo la propia vida o atacar a terceros para proteger al grupo (Fredman et al., 2015; Gómez et al., 2020). La fusión de identidad ha sido evaluada en países de seis continentes, generalmente mediante la Escala verbal de fusión de identidad, tomando como grupo de referencia a la población de cada uno de los países (Henríquez et al., 2020; Swann, Gómez et al., 2014). Hasta el momento no hay evidencia del comportamiento de la estructura factorial de esta Escala en Chile, lo que fue abordado en el presente estudio.
Fusión de identidad: concepto y evaluación
La teoría de la fusión de identidad ha sido desarrollada, en los últimos quince años, por los psicólogos sociales William Swann y Ángel Gómez para explicar cómo y porque una persona está dispuesta a realizar conductas extremas progrupo (Gómez et al., 2011; Swann et al., 2009). La fusión de identidad consiste en un sentimiento de conexión con un grupo, en el que los sujetos experimentan una unión entre su identidad personal (características idiosincráticas, únicas del individuo) y la social (derivada de la membresía a los grupos), y ambas identidades pueden estar activas simultáneamente y actuar como si fueran un único factor, tal que la activación de una activa a la otra (Fredman et al., 2015; Gómez & Vázquez, 2015; Swann et al., 2009).
Cuatro principios han sido propuestos y respaldados por la evidencia para explicar las características de la fusión de identidad y los motivos por los que los sujetos con este sentimiento o fusionados están dispuestos a realizar conductas extremas progrupo (Landabur et al., 2022; Buhrmester et al,, 2014; Gómez, Brooks et al., 2011; Swann, Buhrmester et al., 2014; Swann et al., 2010; Swann et al., 2012; Whitehouse et al., 2014): a) Sentimiento de agencia personal: los sujetos fusionados conservan el control intencional sobre sus conductas y se sienten responsables por las conductas, sea que las inicien ellos o el grupo. b) Sinergia de la identidad: la identidad personal y la social, al estar unidas en los sujetos fusionados, funcionan como un único factor, por lo que al activar cualquiera de ellas, aumenta la conducta extrema progrupo. c) Lazos relacionales: las personas fusionadas valoran a los miembros del grupo en sí mismos y por su pertenencia al grupo, pudiendo llegar a percibirlos y tratarlos como familiares. d) Irrevocabilidad: el vínculo de los sujetos fusionados con su grupo tiende a mantenerse fuerte y estable en el tiempo, probablemente debido a que en esta unión están implicadas su identidad personal y social.
Swann y Gómez consideran que la fusión de identidad explica mejor la conducta extrema progrupo que la identificación con el grupo proveniente de la teoría de la identidad social (Tajfel, 1974; Tajfel & Turner, 1979; Turner & Reynolds, 2012). La identificación con el grupo consiste en un vínculo de un individuo con un grupo en el que se destaca la identidad social, y es esta identidad la que motiva la conducta progrupo (Tajfel & Turner, 1979). La identificación con el grupo se caracteriza por: a) un funcionamiento de tipo hidráulico entre la identidad social y personal, de modo que cuando una es saliente o sobresale la otra es menos saliente, y la identidad más saliente en un momento es definida por el contexto; y b) una visión de los miembros del grupo como intercambiables, y de su relevancia en cuanto representan las características prototípicas del grupo (Swann et al., 2012; Yzerbyt & Demoulin, 2010). La identificación con el grupo no explicaría adecuadamente el que una persona esté dispuesta a realizar conductas extremas progrupo como lo hace un individuo que experimenta fusión de identidad; dado que los individuos con estas conductas se caracterizan porque sus acciones pueden activarse tanto por su identidad personal como por la social; sus miembros/as establecen lazos no solo con el grupo como un todo, sino también con los otros/as miembros/as por sí mismos, y este vínculo con el grupo tiende a mantenerse estable a lo largo del tiempo (Fredman et al., 2015; Swann et al., 2012; Whitehouse et al., 2014).
Consistentemente, la fusión de identidad ha mostrado mayor capacidad predictiva de la conducta extrema progrupo que la identificación con el grupo (Fredman et al., 2015; Gómez & Vázquez, 2015; Gómez et al., 2019). Además, la fusión de identidad es capaz de explicar otro tipo de conductas progrupo, por ejemplo, donar dinero al grupo, negar sus conductas negativas, participar en protestas normativas por el grupo, censurar opiniones contrarias a la propia, entre otras (Ashokkumar et al., 2020; Gómez et al., 2020; Henríquez et al., 2020; Kunst et al., 2018).
Hasta la fecha la fusión de identidad se ha evaluado a través de tres instrumentos de autorreporte. Dos de ellos de carácter pictórico: en uno de ellos cada participante elige la figura que mejor refleja su relación con su grupo, cada figura está conformada por dos círculos con distintos niveles de traslape entre ellos, en la que un círculo representa a la persona y el otro al grupo (fusión pictórica; Swann et al., 2009); y en el otro, el participante manipula en un computador la distancia entre los dos círculos hasta llegar a la distancia que representa su grado de relación con el grupo (fusión pictórica dinámica; Jiménez et al., 2015). La tercera medida, la Escala verbal de fusión de identidad, consiste en un cuestionario con siete ítems que abordan los dos conceptos principales de la fusión de identidad: conexión con el grupo (ítems 1 a 4, corresponde a la creencia de que las personas son funcionalmente equivalentes a los otros miembros el grupo), y fuerza recíproca, (ítems 4 a 7, corresponde a la creencia de que el sujeto y el grupo se fortalecen recíprocamente, de modo que el individuo estaría dispuesto a poner en riesgo su vida por los otros miembros y piensa que los demás harían lo mismo; Gómez, Brooks et al., 2011; Gómez & Vázquez, 2015). El ítem 4 es parte de ambos factores según la propuesta de Gómez, Brooks et al. (2011), es decir, que representa los conceptos de conexión con el grupo y fuerza recíproca mencionados. Diversos estudios de confiabilidad de esta Escala han reportado valores α entre .70 y .95 (Besta et al., 2014; Besta., 2015; Buhrmester et al., 2014; Gómez, Brooks et al., 2011; Swann, Buhrmester et al., 2014; Swann, Gómez et al., 2014), con muestras de distintos países. El presente estudio se propuso analizar la estructura factorial de la Escala verbal de la fusión de identidad (Gómez et al., 2011) en una muestra chilena, dada su mayor capacidad predictiva de la conducta extrema progrupo (Jiménez et al., 2015).
La estructura factorial de la Escala verbal de fusión de identidad ha sido evaluada en cuatro estudios que usaron al país como grupo de referencia. Específicamente, Gómez, Brooks et al. (2011) elaboraron este instrumento en inglés y castellano, y evaluaron los ajustes en dos estudios en población de España y Estados Unidos. En una muestra universitaria española, la estructura unifactorial (CFI = .989; NFI = .987; GFI = .991; RMSEA = .053) presentó mejor ajuste que la bifactorial (CFI = .971; NFI = .969; GFI = .977; RMSEA = .083). Lo mismo ocurrió con una muestra estadounidense al comparar el ajuste unifactorial (CFI = .982; NFI = .969; GFI = .975; RMSEA = .070) con el bifactorial (CFI = .969; NFI = .956; GFI = .964; RMSEA = .092). Un tercer estudio informó una apropiada estructura unifactorial (CFI = .980; TLI = .960; RMSEA < .070) en una muestra de la población brasileña, pero no evaluó la bifactorial (Bortolini et al., 2018). Un cuarto estudio realizado con inmigrantes colombianos en Chile reportó un inadecuado modelo unifactorial (CFI = .911; TLI = .866; RMSEA = .115), y uno bifactorial con el ítem 4 solo cargando en el factor fuerza recíproca (CFI = .979; TLI = .963; RMSEA = .060), por lo que se analizó el modelo bifactorial sin dicho ítem (CFI = .984; TLI = .971; RMSEA = .057), siendo este último modelo de mejor ajuste que el unifactorial (Henríquez el al., 2019). En este último estudio la confiabilidad del modelo bifactorial fue α = .92 para ambos factores, sin considerar el ítem 4.
En cuanto a las cargas factoriales, los cuatro estudios mencionados reportaron altos valores (> .600) para el modelo unifactorial y bifactorial, salvo Bortolini et al. (2018) con el ítem 6 (.580). Con respecto al ajuste de los modelos, los resultados son dispares. Gómez et al. (2011) reportaron un mejor ajuste del modelo unifactorial por sobre el bifactorial, mientras que Henríquez et al. (2019) encontraron lo contrario tras eliminar el ítem 4 en el modelo de dos factores. Dada la inexistencia de estudios sobre la estructura factorial de esta Escala en población chilena, el presente estudio se propuso evaluar y comparar las estructuras unifactorial y bifactorial de la Escala verbal de fusión de identidad (Gómez et al., 2011) en una muestra chilena.
Método
En el presente estudio, de carácter empírico-analítico, se analizó la estructura factorial de un instrumento (Escala verbal de fusión de identidad) para evaluar el comportamiento de la fusión de identidad con el país en una muestra chilena. Se enmarca en una investigación más amplia cuyo propósito es evaluar el efecto de la fusión de identidad sobre la respuesta a un dilema moral (no publicada).
Participantes
El muestreo fue por conveniencia, y la muestra estuvo compuesta de 411 estudiantes universitarios/as chilenos/as (270 mujeres, edad media = 24.45 años, DT = 5.89), principalmente de las carreras de Ingeniería y Geología (28.47 %), Medicina y Nutrición (25.79 %), Ciencias Veterinarias y Pecuarias (16.30 %) y Ciencias Sociales (9.49 %), de las Universidades de Concepción (30.90 %), de Chile (24.57 %) y Católica de Temuco (9.49 %).
Para recolectar la muestra, se contactó a las universidades chilenas y se les solicitó su apoyo para que invitaran a participar a sus estudiantes, vía correo electrónico. Los/as estudiantes recibieron la invitación con un enlace que los dirigió a una página provista por el sistema de investigación en línea Surveymonkey. Allí se exponían los objetivos y condiciones del estudio, y quienes decidieron participar aprobaron el consentimiento informado de manera virtual. Tras esto, indicaron su edad, género, la universidad a la que pertenecían y la carrera que adelantaban, y luego completaron la Escala verbal de fusión de la identidad. La lectura y aprobación del consentimiento informado, la información demográfica y la aplicación de la Escala tuvo una duración de cuatro minutos aproximadamente. Se excluyó las respuestas de las personas que no contestaran todas las preguntas, respondieran el cuestionario más de una vez, o no pertenecieran a las universidades contactadas.
Instrumentos
Escala Verbal de Fusión de Identidad. Se utilizó la versión en castellano (Gómez, Brooks et al., 2011). Evalúa los sentimientos que subyacen a la fusión de identidad. Cada participante indica cuánto siente que las afirmaciones reflejan su relación con su país, desde 0 (Totalmente en desacuerdo) hasta 6 (Totalmente de acuerdo): “Soy uno/a con mi país”, “Me siento inmerso/a en mi país”, “Tengo una profunda conexión emocional con mi país”, “Mi país soy yo”, “Haría por mi país más que cualquiera de los otros miembros de mi país”, “Soy fuerte gracias a mi país”, “Hago fuerte a mi país”.
Análisis de datos
Se realizó un análisis factorial confirmatorio usando el programa R y el paquete Lavaan (Rosseel, 2012). En cuanto al cálculo de la bondad del ajuste, el estadístico χ2 es sensible al tamaño muestral, siendo relativamente fácil rechazar la hipótesis nula en un modelo con buen ajuste cuando la muestra es mayor a 200 casos (Hair et al., 1999; Ruiz et al., 2010). Por tanto, se usó como condición de buen ajuste χ2/gl < 3 (Schreiber et al., 2006). Asimismo, se consideraron los siguientes indicadores y los respectivos puntos de corte para un buen ajuste: TLI > .95, CFI > .95, RMSEA < .08, y SRMR < .08 (Mîndrilă, 2010; Schreiber, 2017). En cuanto a la confiabilidad, se utilizó la siguiente convención para el coeficiente alfa de Cronbach (Alexandre et al., 2013): muy bajo (α < .30), bajo (.30 < α ≤ .60), moderado (.60 < α ≤ .75), alto (.75 < α ≤ .90), y muy alto (α > .90). Se consideró que hay diferencias entre los ajustes de los modelos si el Δχ2 es significativo y los valores de |ΔCFI|, |ΔRMSEA|, y |ΔSRMR| son superiores a .01 (Kong, 2017; Miaja et al., 2021), y |ΔACI| > 10 (Mohsin et al., 2013).
Aspectos éticos
La investigación general que enmarca el presente estudio fue aprobada por el Comité de Ética de la Facultad de Ciencias Sociales de la Universidad de Chile. Los/as participantes dieron su consentimiento informado de manera virtual. Se siguieron los lineamientos éticos contenidos en la Declaración de Helsinki.
Resultados
Los estadísticos descriptivos y correlaciones de los ítems de la Escala se encuentran en la Tabla 1. La normalidad multivariada (asimetría y curtosis) se evaluó a través de la prueba de Mardia (Mardia, 1974). De acuerdo con esta, no existe evidencia de normalidad multivariante (asimetría: b = 427.27, p = .00; Curtosis: b = 12.39, p = .00). Por lo tanto, para los análisis se utilizó el método de estimación de máxima verosimilitud robusta (MLR), porque funciona adecuadamente cuando no se cumple el supuesto de normalidad multivariante (Muthén & Muthén, 1998-2017).
El ajuste de la Escala verbal de fusión de identidad en los modelos unifactorial y bifactoriales está detallado en la Tabla 2.
Tabla 1 Estadísticos descriptivos y correlaciones de los ítems de la Escala verbal de fusión de identidad.
Nota: Todas las correlaciones fueron significativas con p < .001
Tabla 2 Índices de ajuste de la Escala verbal de fusión de identidad.
Nota. Todos los valores de χ2 fueron significativos con p < .001.
El modelo unifactorial no cumplió las condiciones para un buen ajuste ya que χ 2/gl > 3, TLI < .95 y RMSEA >. 080. No obstante, mostró una confiabilidad muy alta (.910).
En el modelo bifactorial con el ítem 4 en ambos factores presentan un buen ajuste (χ 2/gl y RMSEA estuvieron cercanos al punto de corte). Al igual que en el estudio de Henríquez et al. (2019), el ítem 4 cargó en el factor fuerza recíproca (.619), pero no en conexión con el grupo (.111). Así, se probó la estructura bifactorial sin el ítem 4 (ver Tabla 2). Los modelos bifactoriales no difirieron entre sí en los valores |ΔCFI|, |ΔRMSEA|, y |ΔSRMR|, ya que todos fueron < .01. Las únicas diferencias se encontraron a favor de la estructura factorial sin el ítem 4 en cuanto a Δχ 2 (4) = 11.261, p = .024, y |ΔACI| = 1457.053 > 10. Considerando todos los indicadores para comparar estos modelos bifactoriales, no hay diferencias entre ellos, ya que el menor valor AIC podría explicarse por la eliminación de un parámetro. A su vez, el modelo unifactorial tuvo un peor ajuste que el modelo bifactorial con el ítem 4 en ambos factores (Δχ 2(2) = 33.537, p < .001, |ΔCFI| = .029 > .01, |ΔRMSEA| = .031 > .01, |ΔSRMR| = .012 > .01, y |ΔACI| = 41.534 > 10), y el modelo sin el ítem 4 (Δχ 2(6) = 44.798, p < .001, |ΔCFI| = .031 > .01, |ΔRMSEA| = .025 > .01, |ΔSRMR| = .014 > .01, y |ΔACI| = 1498.587 > 10).
Las confiabilidades del modelo bifactorial fueron altas con el ítem 4 en ambos factores (ítems 1 a 4: .880, ítems de 4 a 7: .860), y sin el ítem 4 (ítems de 1 a 3: .870, ítems de 5 a 7: .830).
Discusión
El objetivo del presente estudio fue analizar la estructura factorial de la Escala verbal de fusión de identidad en una muestra chilena. Los resultados indicaron un buen ajuste de la estructura bifactorial, sea con o sin el ítem 4 en ambos factores, por lo que no se justifica eliminarlo; mientras que la estructura unifactorial no mostró un buen ajuste. Asimismo, los índices de confiabilidad de los modelos unifactorial y bifactorial fueron altos (> .800) y similares a los valores reportados en la literatura para el modelo de un factor (.70 - .95; e.g., Besta et al., 2014; Buhrmester et al., 2014; Gómez, Brooks et al., 2011; Swann, Buhrmester et al., 2014) y de dos factores (.92 para ambos factores eliminando el ítem 4; Henríquez et al., 2019).
En cuanto a la bondad del ajuste, se obtuvo un mejor ajuste de la estructura bifactorial de siete ítems (vs. modelo unifactorial). Este resultado es similar al reportado por Henríquez et al. (2019) en población colombiana inmigrante en Chile, en el que los modelos bifactoriales con o sin el ítem 4 no difieren entre sí en cuanto a los valores CFI y RMSEA. Además, coincide la correlación entre los factores conexión con el grupo y fuerza recíproca en el modelo bifactorial con el ítem 4 del presente estudio (.870) y sin el ítem 4 (.882) del estudio de Henríquez et al. (2019). No es posible la comparación con los hallazgos de Bortolini et al. (2018), dado que estos autores no evaluaron el modelo bifactorial. Contrariamente, Gómez, Brooks et al. (2011) encontraron un mejor ajuste del modelo unifactorial (vs. bifactorial) en muestras de estadounidenses y españoles. Futuros estudios podrían evaluar si estas diferencias en los ajustes de los modelos puedan relacionarse con aspectos propios del contexto y origen de los individuos que conforman las muestras, por ejemplo, la concepción del país. Asimismo, siguiendo lo desarrollado por Henríquez et al. (2019), se podrían realizar análisis de validez convergente y divergente relacionando la Escala verbal de fusión de identidad con otras escalas ad-hoc, y de este modo comprobar si se replican los resultados con muestras de diversos países, especialmente del contexto latinoamericano.
Cabe mencionar que el presente estudio examinó la estructura factorial de la Escala verbal de fusión de identidad de una muestra de estudiantes chilenos específicamente con Chile como grupo de referencia, por lo que los resultados no son directamente extrapolables a otros grupos; dado el carácter situado y especifico del sentimiento de fusión de identidad (Swann et al., 2010).
En cuanto a las limitaciones de este estudio, podría pensarse que la recolección de la información vía online no permitió controlar el contexto de respuesta de los participantes. No obstante, la investigación online ha mostrado un bajo rango para el riesgo de respuestas que podrían ser calificadas de deshonestas, y resultados consistentes con los de estudios realizados en vivo (Gosling et al., 2004; Paolacci et al., 2010). Otra limitación es que se trabajó con una muestra universitaria, usada con frecuencia en los estudios de fusión de identidad (Henríquez et al., 2020), por lo que no sería extrapolable a otros segmentos de la población chilena. Y dado que la selección de la muestra en el ámbito universitario fue por conveniencia y no aleatoria, no es representativa de los estudiantes del país. Así, los resultados deben ser tomados con cautela y futuros estudios deben considerar muestras más representativas. Pese a esta limitación, el presente estudio reporta la estructura factorial de una escala usada con frecuencia para evaluar el concepto de fusión de identidad, relevante para explicar las conductas progrupo.
