ESTRUCTURA FACTORIAL Y CONSISTENCIA INTERNA DE LA ESCALA MESSY (VERSIÓN DOCENTE) EN UNA MUESTRA DE NIÑOS ARGENTINOS¹

FACTOR STRUCTURE AND INTERNAL CONSISTENCY OF MESSY SCALE (TEACHER VERSION) IN A SAMPLE OF ARGENTINEAN CHILDREN

María Julia Ipiña^*, Leonardo Molina^**, Cecilia Reyna^***

¹ Este trabajo corresponde a parte de la tesis para optar por el grado de Licenciado en Psicología de María Julia Ipiña y Leonardo Molina, bajo la dirección d,el Lic. Rogelio Guzmán y Cecilia Reyna.
^* Facultad de Psicología, Universidad Nacional de Córdoba, Argentina. Correo electrónico: julipina83@hotmail.com.
^** Facultad de Psicología, Universidad Nacional de Córdoba, Argentina. Correo electrónico: leonardomolina940@hotmail.com.
^*** Laboratorio de Psicología Cognitiva, Facultad de Psicología, Universidad Nacional de Córdoba - CONICET, Argentina. Correo electrónico: cereyna@psyche.unc.edu.ar.

Recibido: Septiembre 6 2010 Aceptado: Diciembre 2 2010

La escala Matson para la Evaluación de Habilidades Sociales con Jóvenes, evalúa habilidades sociales específicas implicadas en comportamientos adaptativos y comportamientos no adaptativos. El objetivo de este estudio es evaluar las propiedades psicométricas del instrumento a partir del informe de docentes, en particular la estructura factorial y la consistencia interna. Participaron 26 docentes quienes evaluaron a niños cordobeses (n = 311) de 7 a 13 años (X = 9.16, DE = 1.48), de ambos sexos (52.7% niños). Los docentes participaron de manera voluntaria y completaron la escala del 60 al 80% de los niños de su aula autorizados por los padres a participar. Se realizaron estudios exploratorios y luego se examinó la estructura factorial, obteniéndose tres dimensiones: Agresividad/Conducta Antisocial, Habilidades Sociales Apropiadas y Sobreconfianza/Celos/Soberbia. La escala total y cada una de las dimensiones mostraron índices adecuados de consistencia interna. Además, las diferencias entre niñas y niños en las diversas dimensiones aportan evidencia de la validez de la escala.

Palabras clave: habilidades sociales; psicometría; niños.

ABSTRACT

The Matson Evaluation of Social Skills with Youngsters assesses specific social skills involved in adaptive behaviors, as well as non-adaptive behaviors. The objective of this study is to test the psychometric properties of the scale from teacher report, particularly the factor structure and the internal consistency. Participants were 26 teachers who tested 311 children of 7 to 13 years old (X = 9.16, SD = 1.48) of both sexes (52.7% males). Teachers participated voluntarily and completed the scale regarding to 60-80% of children whose parents send the signed informed consent. We conducted exploratory studies and then we studied the factor structure, we obtained three dimensions: Aggressiveness/Antisocial Behavior, Appropriate Social Skills and Overconfidence/Jealousy/Pride. The total scale and each of the dimensions showed adequate internal consistency indices. Furthermore, differences between men and women in the various dimensions provide evidence for the validity of the scale.

Keywords: social skills; psychometrics; children.

Desde hace varias décadas se sabe que el desempeño social infantil repercute de manera mediata e inmediata en el desarrollo del niño. Se han establecido relaciones positivas entre el comportamiento social competente y el rendimiento académico, autoestima y satisfacción vital; y a su vez, asociaciones entre los problemas de conducta social y consecuencias negativas, como abandono escolar, altos niveles de depresión y ansiedad, abuso de drogas en la adolescencia, pobres resultados laborales y relaciones amorosas conflictivas durante la adultez, entre otros (Parker & Asher, 1987; Patterson, DeGarmo & Knutson, 2000; Rubin et al., 2004; Schaeffer, Petras, Lalongo, Poduska & Kellam, 2003).

A pesar de las diferencias conceptuales sobre la competencia social (más, o menos marcadas), gran parte de los investigadores reconocen que implica la ejecución de un repertorio de conductas socialmente adecuadas que permiten alcanzar la efectividad en las interacciones sociales, en estrecha relación con estructuras motivacionales y afectivas (Cummings, Kaminski & Merrell, 2008; Rose-Krasnor, 1997; Trianes, Muñoz & Jiménez, 1997). Un concepto relacionado (y muchas veces considerado como sinónimo), es el de habilidades sociales, entendidas como comportamientos sociales específicos que se manifiestan en la vida diaria y que contribuyen, en forma decisiva, para alcanzar buenos resultados en las relaciones interpersonales (Pereira Del Prette & Del Prette, 2002). Vale resaltar el componente evaluativo del término competencia social, el cual implica la valoración del desempeño social de un individuo por parte de otros o uno mismo (Gresham, Sugai & Horner, 2001). La competencia social y las habilidades sociales se enmarcan dentro del comportamiento adaptativo.

Por otra parte, se encuentran los problemas de conducta, en el marco de los comportamientos no adaptativos. Aquí se distinguen dos categorías: los problemas externalizantes (agresión, pelea, acting-out, etc.) y los problemas internalizantes (ansiedad, aislamiento social, depresión, etc.). Se recuperan aquí los problemas de conducta debido a que la escala bajo análisis comprende algunas dimensiones que se ubican en estas categorías, brindando un índice de inadecuación social.

Con respecto a las dimensiones de las habilidades sociales, Caldarella y Merrell (1997) -como fruto de una revisión cualitativa de investigaciones que emplean escalas que evalúan dicho constructo-, señalan una notable presencia de cinco dimensiones: relación con pares, manejo propio, académica, conformidad y asertividad, observando solapamiento entre dimensiones, lo cual implica que no son completamente independientes unas de las otras.

Como es frecuente con los instrumentos elaborados en lengua inglesa, la escala MESSY ha sido traducida a otras lenguas, y adaptada en países como: Australia (Spence & Liddle, 1990), China (Chou, 1997), España (Méndez, Hidalgo & Inglés, 2002; Trianes, Blanca, Muñoz, Cardelle-Elawar & Infante, 2002) y Brasil (Teodoro, Kaeppler, de Lima Rodrigues, de Freitas & Haase, 2005), entre otros. Probablemente, debido al fuerte componente cultural implicado en el comportamiento social (y su evaluación), varios estudios ofrecen soluciones factoriales que no siempre coinciden con la versión original, y presentan diferencias en el número de factores o dimensiones y en los ítems que comprenden.

En la versión original de Matson et al. (1983), la versión para el docente presenta dos dimensiones: asertividad inapropiada/impulsividad, y habilidades sociales apropiadas; mientras que en el estudio de Trianes et al. (2002) se señalan tres dimensiones: habilidades sociales apropiadas, asertividad inapropiada/impulsividad, y soledad y ansiedad social. En cuanto a la confiabilidad, se reportan buenos índices de consistencia interna. En el estudio de Matson et al. (1983) se obtuvieron índices alfa de Cronbach de .94 a .98 en la versión para el docente.

La valoración del comportamiento social adquiere diversos matices según el informante involucrado. En un reporte reciente sobre la versión de auto-informe del MESSY (Ipiña, Molina & Reyna, 2010), los autores obtuvieron buenas características psicométricas del instrumento y resaltaron la importancia de este tipo de medida, ya que implica una evaluación propia pero que considera, a la vez, la retroalimentación externa y la consecución de objetivos sociales, lo cual, como señalan Trianes, Blanca, García y Sánchez (2003), será la fuente del desarrollo de la autoestima, las expectativas de éxito y de la construcción del yo. Por otra parte, los reportes de agentes externos (padres o docentes) a través de escalas o cuestionarios permiten valorar el comportamiento social de niños pre-verbales de una manera eficiente, y a la vez, facilitan la comparación grupal.

En general, razones de orden práctico conducen a los investigadores a recurrir sólo a un informante, a pesar de lo positivo que sería contar con múltiples fuentes y métodos que permitan caracterizar de manera más confiable el comportamiento del niño. Esto se refleja en la revisión realizada por Matson y Wilkins (2009), en la cual 33 de los 41 estudios que utilizan tres de las escalas más estudiadas (MESSY, SSRS y List of Social Situation Problems [Lista de Problemas de Situaciones Sociales]) utilizan sólo un informante, mientras que en 8 estudios se recurre a un padre/madre y a un docente. Otra revisión muestra que los maestros fueron los informantes en el 71,43% de los estudios analizados, y los padres en el 19,05% (Caldarella & Merrell, 1997). Asimismo, el reporte de los docentes en relación al de los padres, parece ser un mejor indicador para los servicios de salud mental (Stanger & Lewis, 1993) y un mejor predictor de problemas delictivos en la adolescencia y adultez (Bank, Duncan, Patterson & Reid, 1993). El criterio comparativo de los docentes, sumado a una esperable experiencia valorativa del desempeño social infantil, hacen que su aporte sea sobresaliente.

En Argentina, desde hace un par de años, se aprecia un interés creciente por el desempeño social infantil. Muestra de ello, es un estudio sobre salud mental infantil realizado a nivel nacional por el Ministerio de Salud de la Nación Argentina y la Asociación de Unidades Académicas de Psicología de Universidades Nacionales (2007). Dicho estudio comprendió 5.697 niños de 6 a 11 años provenientes de ocho centros urbanos de Argentina. Los resultados indicaron que el 14,6% de los niños presentan problemas internalizantes y el 14,9% problemas externalizantes (más de una desviación estándar superior a la media), lo cual es considerado, en el estudio, como una categoría de vulnerabilidad alta y muy alta. Dado que el instrumento empleado valora principalmente problemas de conducta, es necesario avanzar en el desarrollo de instrumentos que valoren los comportamientos adaptativos y, de esa manera, luego de comprender mejor el funcionamiento social, promover y estimular las conductas sociales adaptativas.

Actualmente, se cuenta con instrumentos adaptados al contexto local que evalúan el comportamiento social en el marco adaptativo: la Escala de Comportamiento Asertivo, adaptada y normalizada por Brussino (2002) en niños de 6 a 12 años, la Escala de Habilidades Sociales para niños preescolares construida a partir de ítems de diversos cuestionarios elaborada por Lacunza, Castro Solano y Contini (2009), la Escala de Comportamiento Preescolar y Jardín Infantil de Merrell estudiada por Reyna y Brussino (2009) y la Escala MESSY, versión auto-informe, analizada por Ipiña et al. (2010) en niños de 8 a 13 años. Asimismo, Schulz (2008) analizó las características de confiabilidad y validez de la escala MESSY en una muestra de niños de Entre Ríos y Buenos Aires, recurriendo a niños y padres como informantes, aunque hasta el momento se desconocen los detalles de las dimensiones encontradas de la escala.

Con base en la revisión de antecedentes, y considerando la importancia de contar con instrumentos locales con propiedades psicométricas adecuadas para valorar el comportamiento social infantil, este trabajo analizó las propiedades psicométricas de la versión para el docente de la escala Matson para la Evaluación de Habilidades Sociales con Jóvenes (Matson et al., 1983). En particular, se estudió la estructura interna y la confiabilidad de la escala (consistencia interna). Además, se indagó acerca de las diferencias de sexo en las diferentes dimensiones, aportando así a la validez del instrumento.

MÉTODO

Muestra

Instrumento

Se utilizó la versión en español de Trianes et al. (2002) de Matson Evaluation of Social Skills with Youngsters (MESSY; Matson et al., 1983, Evaluación Matson de Habilidades Sociales con Jóvenes). La escala permite evaluar habilidades sociales específicas implicadas en comportamientos sociales adaptativos, así como comportamientos no adaptativos, considerando la relación con los pares y adultos, y se aplica a niños y jóvenes de 4 a 18 años. Posee versiones de auto-informe y evaluación externa (padres y docentes), pero en este estudio sólo se trabajó con la versión del docente, la cual cuenta con 64 ítems y se evalúa con una escala tipo Likert de 4 puntos: 1 = Nunca, 2 = A veces, 3 = A menudo, 4 = Siempre. Mayor puntuación indica un nivel más alto de comportamientos inadecuados (dimensiones de comportamientos negativos) o adecuados socialmente (dimensiones de comportamientos positivos), en tanto que en la puntuación total refleja mayor inadecuación social. El puntaje de los ítems de cada dimensión positiva se deduce del máximo valor posible para esa dimensión y se suma a las dimensiones negativas. Por ejemplo, si una dimensión de comportamientos positivos comprende tres ítems, el máximo puntaje posible es 12; y suponiendo que un participante obtiene una puntuación en esa escala de 8, el valor que se suma al resto de las dimensiones para obtener el índice de inadecuación social será igual a 4.

Previo a la recolección de datos, se realizó un estudio piloto en el que se aplicó la escala a 4 docentes de cuarto a sexto grado de educación primaria con el objetivo de valorar la claridad semántica y sintáctica de la versión para el docente bajo análisis. La incorporación de docentes de los grados mencionados se realizó considerando el rango etario en el cual se esperaba aplicar el instrumento a posteriori (niños de 7 a 13 años). De esa manera, se obtuvieron las valoraciones de los participantes, que se plasmaron en sutiles modificaciones de la versión presentada por Trianes et al. (2002) (Tabla 1).

Procedimiento

En primera instancia, se contactó a las instituciones y se solicitó la colaboración de los docentes, se les informó de los objetivos del estudio así como del carácter anónimo y confidencial de la información brindada, y se enfatizó en el carácter voluntario de su participación. Luego, se solicitó el consentimiento informado por escrito de los padres.

Los docentes completaron cuestionarios del 60% al 80% de los niños autorizados, seleccionados al azar, pero controlando el sexo. La valoración se realizó con base en la observación del comportamiento del niño en el ámbito escolar. Cabe señalar que los docentes no completaron los cuestionarios de todos los niños debido a la cantidad de autorizaciones recibidas, y a que fue una de las condiciones de participación previamente pactada. Posterior a la recolección de datos, se llevaron a cabo los análisis estadísticos. Se realizaron estudios descriptivos de los ítems y luego se analizó, de manera exploratoria, la estructura factorial de la escala; además, se estimó la consistencia interna. Se utilizaron los paquetes estadísticos SPSS 17 y FACTOR 7.02.

RESULTADOS

Primero se examinó el patrón de valores ausentes a través de la aplicación provista en SPSS 17. Este análisis mostró que ningún ítem tenía más del 5% de datos ausentes, los cuales estaban distribuidos de manera aleatoria. Con base en ello, se reemplazaron los datos faltantes por los valores de media (Hair, Anderson, Tatham & Black, 1999).

Posteriormente, se analizó la asimetría y curtosis de los ítems. De los 64 ítems que comprende la escala, 58 ítems presentaron valores de asimetría adecuados (± 1.6) y 56 ítems valores adecuados de curtosis (± 1.6), mientras que el resto evidenció valores no tolerables. Considerando el carácter exploratorio del análisis, se decidió no descartar los reactivos en esta instancia con el fin de facilitar comparaciones internacionales. Los estadísticos descriptivos se muestran en la Tabla 2.

Análisis de la Estructura Interna

Para el examen de la estructura factorial se empleó el método de factorización de ejes principales, el cual es recomendado cuando no se cumplen los supuestos de normalidad multivariada (Fabrigar, Wegener, MacCallum & Strahan, 1999) y se ha empleado en otros estudios sobre la escala (Méndez et al., 2002). Como señala Thompson (2004), este método generalmente considera, como punto de partida, el análisis de componentes principales, se reemplazan los unos de la diagonal de la matriz de correlación original por los coeficientes obtenidos, y se procede a una nueva estimación hasta que se estabilizan las comunalidades (proceso iterativo).

El índice de adecuación muestral fue adecuado, KMO = .947, y el test de esfericidad de Bartlett fue significativo (c² aprox. (2016, N = 567) = 15696.456, p = .000), lo cual señala la factibilidad del estudio factorial. Para la extracción de factores, primero se utilizó la regla de Kaiser-Gutman, y se obtuvieron 9 factores con autovalores mayores a 1. El gráfico de sedimentación sugirió la extracción de 2 factores, en tanto que el análisis paralelo de Horn 4 factores, por lo cual se analizaron soluciones factoriales de 2 a 4 factores. La estructura de 3 factores resultó la más simple y teóricamente coherente.

Como proponen Tabachnick y Fidell (2001), en un primer momento se realizó una rotación oblicua y se obtuvo la matriz de correlación entre los factores. Dado que se observaron correlaciones mayores a .32 entre los factores, se continúo con la rotación oblicua (Promax), caso contrario se hubiese empleado una rotación ortogonal. Cabe señalar que si bien la rotación ortogonal es más parsimoniosa y frecuentemente utilizada, en ciencias sociales generalmente existe algún grado de correlación entre los factores, por lo cual la rotación oblicua ofrece soluciones más precisas y reproducibles (Costelo & Osborne, 2005). En la inspección de la matriz de configuración (Tabla 3) se aprecia que todos los ítems presentan cargas factoriales mayores a .30, en tanto que el ítem 20 (“le da miedo hablar con la gente”) presenta carga negativa. Sólo tres ítems muestran cargas factoriales mayores a .30 en dos factores, pero sólo se los incluyó en el factor de mayor peso. Los tres factores explicaron el 51.62% de la varianza común de comportamiento social. El Factor 1 comprende ítems referidos a Agresividad/Conducta Antisocial, y explicó el 34.35% de la varianza (por ejemplo, “molesta a la gente para hacerla enojar”, “pega cuando está furioso”). El Factor 2 abarca ítems referidos a Habilidades Sociales Apropiadas, y explicó el 13.65% de la varianza (por ejemplo, “se siente bien si ayuda a los demás”, “trabaja bien en equipo”). Por su parte, el Factor 3 contiene ítems referidos a Sobreconfianza/Celos/Soberbia, y explicó el 3.6% de la varianza (por ejemplo, “actúa como si fuera mejor que los demás”, “se enoja o siente celos cuando a otra persona le va bien”, “actúa como si fuera mejor que los demás”).

Consistencia Interna

Se evaluó la consistencia interna de cada factor y de la escala total a través del coeficiente alfa de Cronbach α: valores entre .70 y .80 se consideran buenas estimaciones (Kaplan y Sacuzzo, 2006), es aceptable un criterio menor (alrededor de .60) en escalas con escaso número de ítems y que cumplen los criterios señalados por Loewenthal (2001) (buena evidencia de validez, razones teóricas o prácticas o la escala es breve). La escala total mostró muy buena consistencia interna (α = 0.95), como también los factores individuales: Factor 1 (30 ítems) α = .97, Factor 2 (24 ítems) α = .92, Factor 3 (10 ítems) α = .95.

En términos generales, los estudios sobre comportamiento social indican que los niños muestran más comportamientos agresivos, mientras que las niñas más comportamientos adaptativos (Bandeira, Rocha, Freitas, Del Prette & Del Prette, 2006; Crick & Grotpeter, 1995; Persson, 2005). Con base en ello, se evaluó la validez de la escala comparando las puntuaciones de los niños y las niñas en cada una de las dimensiones, y en la puntuación total a través de pruebas t de diferencias de medias, para tal fin se consideró el promedio de los ítems (Tabla 4).

Los resultados de este análisis muestran que los niños presentan puntuaciones significativamente más altas en las dimensiones negativas del comportamiento social: Agresividad/Conducta Antisocial (t = 4.51, p < 0.000) y Sobreconfianza/ Celos/Soberbia (t = 2.17, p < 0.05), así como en la puntuación total de la escala (t = 4.58, p < 0.000), la cual indica comportamientos sociales no adaptativos. Por otra parte, las niñas muestran un mejor desempeño social, con puntuaciones más altas en la dimensión de Habilidades Sociales Apropiadas (t = -2.27, p < 0.05). Sin embargo, al considerar el tamaño del efecto (d de Cohen), siguiendo los valores heurísticos propuestos por Cohen (1988), se aprecian valores pequeños (alrededor de d = 0.2) en la mayoría de los casos y un valor medio para la dimensión de Agresividad/ Conducta Antisocial y la escala total (alrededor de d = 0.5).

DISCUSIÓN

El objetivo de este estudio fue examinar las propiedades psicométricas de la versión para el docente de la escala MESSY. Las características de validez y confiabilidad obtenidas indican que es un instrumento adecuado para la evaluación del desempeño social en niños argentinos de 7 a 13 años.

La estructura factorial muestra tres dimensiones: Agresividad/Conducta Antisocial, Habilidades Sociales Apropiadas y Sobreconfianza/ Celos/Soberbia, que explicaron, en conjunto, el 51.62% de la varianza común de comportamiento social. De esta manera, la cantidad de dimensiones observadas resulta mayor a las encontradas por Matson en la versión original (1983); en tanto que se asemeja en cantidad a la versión de Trianes et al. (2002) que se empleó en este trabajo, aunque la tercera dimensión aquí se refiere a Sobreconfianza/Celos/Soberbia, mientras que en la de Trianes et al. implica Soledad/Ansiedad Social.

Por otra parte, cabe analizar la dimensionalidad de la escala en términos conceptuales. Con respecto a los comportamientos sociales positivos, la escala muestra una estructura unidimensional, lo cual está en disonancia con lo comúnmente reportado en escalas de habilidades sociales (Caldarella & Merrell, 1997), aunque el solapamiento entre dimensiones parece ser la norma. La dificultad de este instrumento para evidenciar múltiples dimensiones de habilidades sociales, probablemente se deba a que comprende, en una misma escala, comportamientos positivos y negativos. En cuanto a las dimensiones negativas, Agresividad/Conducta Antisocial ha sido distinguida en versiones para el alumno (Ipiña et al., 2010; Méndez et al., 2002; Spence & Liddle, 1990); mientras que la dimensión Sobreconfianza/Celos/Soberbia resulta más heterogénea, siendo identificados algunos de sus elementos como factores singulares en trabajos sobre la versión del alumno (Ipiña et al., 2010; Méndez et al., 2002; Spence & Liddle, 1990; Trianes et al., 2002).

Con respecto a la consistencia interna, se obtuvieron índices alfa de Cronbach entre 0.92 y 0.95. Entre los posibles factores que contribuyen a esos índices elevados, se destaca el rol del docente como único evaluador y la elevada cantidad de ítems que comprende la escala.

El comportamiento social de niñas y niños mostró diferencias estadísticamente significativas según el informe del docente, aunque el tamaño de las mismas fue reducido. Esto está en línea con los resultados dispares reportados en trabajos que emplean la escala de interés. Algunos investigadores señalan diferencias en ciertas dimensiones (Matson, Esveldt-Dawson & Kazdin, 1983; Teodoro et al., 2005), mientras que otros no (Trianes et al., 2003). Tal vez, contar con información respecto de las características del evaluador (por ejemplo, años de experiencia docente y sexo) aportaría a esta discusión, por lo que estudios futuros deberían procurar obtener tal información. En otro orden de comparación, cabe resaltar que estudios desarrollados en el ámbito nacional, reportan diferencias de sexo en el comportamiento social de niños de 5 y 7 años al considerar el informe de los docentes (Reyna, Ison & Brussino, 2010), aunque empleando una escala distinta.

Otra de las posibles líneas de acción a futuro, son los estudios normativos, los cuales ofrecen puntos de corte que, en este caso, permitirían identificar potenciales problemas de comportamiento social con base en el grupo de referencia. Por otra parte, es recomendable incorporar al estudio del desempeño social variables cognitivas, emocionales y contextuales, lo cual permitirá alcanzar una visión integrada del desarrollo infantil.

Tras este estudio, se considera que la versión para el docente de la escala MESSY, posee propiedades psicométricas adecuadas, por lo cual se considera un instrumento apropiado para valorar el desempeño social de niños cordobeses de 7 a 13 años. Las diferencias en las soluciones encontradas señalan la importancia de estudiar las propiedades psicométricas de los instrumentos elaborados en países de lengua y cultura diferentes a la población de interés (Hambleton, 2001; Poortinga, 2000). Futuras investigaciones podrían indagar diversos aspectos relativos a la validez de la escala, y confirmar la estructura obtenida en este trabajo.

REFERENCIA

Argentina, Ministerio de Salud de la Nación y Unidades Académicas de Psicología de Universidades Nacionales (2007). Problemáticas de salud mental en la infancia. Proyecto de investigación. Informe final. Argentina: Autores. Extraído el 23 de julio, 2008, del sitio web del Ministerio de Salud de la Nación: http://www.msal.gov.ar/htm/site/pdf/informe_final.pdf.        [ Links ]

Bandeira, M., Rocha, S. S., Freitas, L. C., Del Prette, Z. A. P. & Del Prette, A. (2006). Habilidades sociais e variáveis sociodemográficas em estudantes do ensino fundamental. Psicologia em Estudo, 11, 541-549.        [ Links ]

Bank, L., Duncan, T., Patterson, G. R. & Reid, J. (1993). Parent and teacher ratings in the assessment and prediction of antisocial and delinquent behaviors. Journal of Personality, 61, 693-709.        [ Links ]

Brussino, S. A. (2002). Análisis causal del comportamiento agresivo infantil: pautas de crianza, estilo atribucional, capacidad intelectual y habilidad social. Tesis no publicada para optar al grado de Doctor en Psicología, Universidad Nacional de Córdoba, Argentina.        [ Links ]

Caldarella, P. & Merrell, K. W. (1997). Common dimensions of social skills of children and adolescents: A taxonomy of positive behaviors. School Psychology Review, 26, 264-278.        [ Links ]

Cohen, J. (1988). Statistical power analysis for the behavioral sciences (2nd ed.). Mahwah, NJ: Lawrence Erlbaum Associates, Inc.        [ Links ]

Costello, A. B. & Osborne, J. W. (2005). Best practices in exploratory factor analysis: four recommendations for getting the most from your analysis. Practical Assessment Research & Evaluation, 10, 1-9.        [ Links ]

Crick, N. R. & Grotpeter, J. K. (1995). Relational aggression, gender, and social-psychological adjustment. Child Development, 66, 710-722.        [ Links ]

Cummings, K. D., Kaminski, R. A. & Merrell, K. W. (2008). Advances in the assessment of social competence: Finding from a preliminary investigation of a general outcome measure for social behavior. Psychology in the Schools, 45, 930-946.        [ Links ]

Chou, K. L. (1997). The Matson Evaluation of Social Skills with Youngsters: Reliability and validity of a Chinese translation. Personality and Individual Differences, 22, 123-125.        [ Links ]

Fabrigar, L. R., Wegener, D. T., MacCallum, R. C. & Strahan, E. J. (1999). Evaluating the use of exploratory factor analysis in psychological research. Psychological Methods, 4, 272-299.        [ Links ]

Goldstein, T. R., Miklowitz, D. J. & Mullen, K. L. (2006). Social skills knowledge and performance among adolescents with bipolar disorder. Bipolar Disorder, 8, 350-361.        [ Links ]

Gresham, F. M., Sugai, G. & Horner, R. H. (2001). Interpreting outcomes of social skills training for students with high-incidence disabilities. Exceptional Children, 67, 331-344.        [ Links ]

Hair, J. F., Anderson, R. E., Tatham, R. L. & Black, W. C. (1999). Análisis multivariante (5a ed.). Madrid: Prentice Hall.        [ Links ]

Hambleton, R. K. (2001). The next generation of the ITC test translation and adaptation guidelines. European Journal of Psychological Assessment, 17, 164-172.        [ Links ]

Ipiña, M. J., Molina, L. & Reyna, C. (2010). Características psicométricas de la Escala MESSY (versión autoinforme) en una muestra de niños cordobeses. Artículo enviado para su publicación.        [ Links ]

Kaplan, R. M. & Saccuzzo, D. P. (2006). Pruebas psicológicas: principios, aplicaciones y temas (6a ed.). México: Thomson Internacional.        [ Links ]

Lacunza, A., Castro Solano, A. & Contini de González, N. (2009). Habilidades sociales preescolares: una escala para niños en contextos de pobreza. Revista de Psicología, 27, 3-25.        [ Links ]

Loewenthal, K. M. (2001). An introduction to psychological tests and scales (2nd ed.). London: Psychology Press.        [ Links ]

Matson, J. L., Esveldt-Dawson, K. & Kazdin, A. (1983). Validation of methods for assessing social skills in children. Journal of Clinical Child Psychology, 12, 174-180.        [ Links ]

Matson, J. L., Rotatori, A. F. & Helsel, W. J. (1983). Development of a rating scale to measure social skills in children: The Matson Evaluation of Social Skills with Youngsters (MESSY). Behaviour Research and Therapy, 21, 335-340.        [ Links ]

Matson, J. L., Stabinsky-Compton, L. S. & Sevin, J. A. (1991). Comparison and item analysis of the MESSY for autistic and normal children. Research in Developmental Disabilities, 12, 361-369.        [ Links ]

Matson, J. L. & Wilkins, J. (2009). Psychometric testing methods for children's social skills. Research in Developmental Disabilities: A Multidisciplinary Journal, 30, 249-274.        [ Links ]

Méndez, F., Hidalgo, M. & Inglés, C. (2002). The Matson Evaluation of Social Skills with Youngsters. Psychometric properties of the Spanish translation in the adolescent population. European Journal of Psychological Assessment, 18, 30-42.        [ Links ]

Parker, J. G. & Asher, S. R. (1987). Peer relations and later personal adjustment: Are low-accepted children at risk? Psychological Bulletin, 102, 357-389.        [ Links ]

Patterson, G. R., DeGarmo, D. S. & Knutson, N. (2000). Hyperactive and antisocial behaviors: Comorbid or two points in the same process? Developmental and Psychopathology, 12, 91-106.        [ Links ]

Pereira Del Prette, Z. A. & Del Prette, A. (2002). Psicología de las Habilidades Sociales: Terapia y Educación. Universidad Federal de Sao Carlos, Brasil Manual Moderno.        [ Links ]

Persson, G. E. B. (2005). Developmental perspectives on prosocial and aggressive motives in preschoolers' peer interactions. International Journal of Behavioral Development, 29, 80-91.        [ Links ]

Poortinga, Y. H. (2000). Cross-cultural test adaptation. En A. E. Kazdin (Ed.), Encyclopedia of psychology (pp. 369-371). Washington, DC: American Psychological Association.        [ Links ]

Reyna, C. E. & Brussino, S. A. (2009). Propiedades psicométricas de las Escalas de comportamiento Preescolar y Jardín Infantil en una muestra de niños argentinos de 3 a 7 años. Psykhe, 18, 127-140.        [ Links ]

Reyna, C. E., Ison, M. S. & Brussino, S. A. (2010). Comportamiento social y procesamiento de la información social en niños argentinos. Manuscrito enviado para publicación.        [ Links ]

Rose-Krasnor, L. (1997). The nature of social competence: a theoretical review. Social Development, 6, 111-135.        [ Links ]

Rubin, K. H., Dwyer, K. M., Booth-LaForce, C., Kim, A. H., Burgess, K. B. & Rose-Krasnor, L. (2004). Attachment, friendship, and psychological functioning in early adolescence. Journal of Early Adolescence, 24, 326-356.        [ Links ]

Schaeffer, C. M., Petras, H., Lalongo, N., Poduska, J. & Kellam, S. (2003). Modeling growth in boys' aggressive behavior across elementary school: Links to later criminal involvement, conduct disorder, and anti-social personality disorder. Developmental Psychology, 39, 1020-1035.        [ Links ]

Sharma, S., Sigafoos, J. & Carroll, A. (2000). Social skills assessment of Indian children with visual impairments. Journal of Visual Impairments and Blindness, 94, 172-176.        [ Links ]

Schulz, A. (2008). Validación de un sistema de evaluación de las habilidades sociales en niños argentinos por medio de informantes clave. Resultados preliminares (Informe final correspondiente al Proyecto de Investigación 26/07 de la Facultad de Humanidades, Educación y Ciencias Sociales). Libertador San Martín, Argentina: Universidad Adventista del Plata.        [ Links ]

Spence, S. H. & Liddle, B. (1990). Self-report measures of social competence for children: An evaluation of social skills for youngsters and the List of Social Situation Problems. Behavioral Assessment, 12, 317-336.        [ Links ]

Stanger, C. & Lewis, M. (1993). Agreement among parents, teachers, and children on internalizing and externalizing behavior problems. Journal of Clinical Child Psychology, 22, 107-115.        [ Links ]

Tabachnick, B. & Fidell, L. (2001). Using multivariate statistics (4th ed.). New York: Harper & Row.        [ Links ]

Teodoro, M. L. M., Kaeppler, K. C., de Lima Rodrigues, J., de Freitas, P. M. & Haase, V. G. (2005). The Matson evaluation of social skills with youngsters (MESSY) and its adaptation for Brazilian children and adolescents. Interamerican Journal of Psychology, 39, 239-246.        [ Links ]

Thompson, B. (2004). Exploratory and Confirmatory Factor Analysis. Washington, DC: American Psychological Association.        [ Links ]

Trianes, M. V., Blanca, M. J., Muñoz, A., Garcia, B., Cardelle-Elawar, M. & Infante, L. (2002) Relaciones entre evaluadores de la competencia social en preadolescentes: profesores, iguales y autoinforme. Anales de psicología, 18, 197-214.        [ Links ]

Trianes, M. V., Blanca, M. J., García, J. & Sánchez, A. (2003). Competencia social en alumnos con necesidades educativas especiales: nivel de inteligencia, edad y género. Revista de Psicología General y Aplicada, 56, 325-338.        [ Links ]

Trianes, M. V., Muñoz, A. M. & Jiménez, M. (1997). Competencia social: su educación y tratamiento. Madrid: Pirámide.        [ Links ] ]]> Argentina, Ministerio de Salud de la Nación Unidades Académicas de Psicología de Universidades Nacionales Ministerio de Salud de la Nación 2007 2006 11 541-549 1993 61 693-709 2002 1997 26 264-278 1988 2nd 2005 10 1-9 1995 66 710-722 2008 45 930-946 1997 22 123-125 1999 4 272-299 2006 8 350-361 2001 67 331-344 1999 5a 2001 17 164-172 2010 2006 6a 2009 27 3-25 2001 2nd 1983 12 174-180 1983 21 335-340 1991 12 361-369 2009 30 249-274 2002 18 30-42 1987 102 357-389 2000 12 91-106 2002 2005 29 80-91 2000 369-371 2009 18 127-140 2010 1997 6 111-135 2004 24 326-356 2003 39 1020-1035 2000 94 172-176 2008 1990 12 317-336 1993 22 107-115 2001 4th 2005 39 239-246 2004 2002 18 197-214 2003 56 325-338 1997