El Peer Conflict Scale es una escala que nos permite la evaluación y cuantificación de la agresión de las diferentes formas de expresión, así como de los motivos que se esconden tras este tipo de conductas. Es por ello que, atendiendo a la necesidad de una evaluación conjunta de las diferentes formas en que se manifiesta la agresión entre adolescentes, así como al limitado número de instrumentos que atienden a este requerimiento, se lleva a cabo el presente trabajo, con el objetivo de validar la versión española del Peer Conflict Scale. Para ello, se utiliza una muestra de 822 alumnos de entre 13 y 18 años. Se analizan los 3 posibles modelos para la escala: el unidimensional, el que presenta 2 tipos de agresión (abierta y relacional), y el tercero, que presenta 4 tipos de agresión (agresión reactiva abierta, agresión reactiva relacional, agresión proactiva abierta y agresión proactiva relacional). Este último es el modelo que presenta el mejor nivel de ajuste y, por tanto, sería el modelo a aplicar en la población española de adolescentes.
The Peer Conflict Scale is a scale used for the evaluation and quantification of aggression in different forms of expression, as well as the hidden motives behind this type of behaviour. Therefore, in view of the need for a combined evaluation of the different ways in which aggression is manifested in adolescents, this study was carried out to validate the Spanish version of the Peer Conflict Scale. A sample of 822 secondary school students aged 13 to 18 was used for this. Three possible models were analysed for this scale: a one-dimensional model, a model with two types of aggression, physical and relational, and a third with four types of aggression (physical reactive aggression, relational reactive aggression, physical pro-active aggression, and relational pro-active aggression). The last is the model which shows the best fit, and therefore, is the one applied to the Spanish adolescent population.
La violencia escolar es un fenómeno que hace ya algún tiempo dejó de producirse de forma aislada (Gázquez, Pérez-Fuentes, Carrión y Santiuste, 2010). Las situaciones de violencia en los centros educativos están presentes en la vida escolar de los alumnos (Cangas, Gázquez, Pérez-Fuentes, Padilla y Miras, 2007), profesores (Gázquez, Cangas, Pérez-Fuentes y Lucas, 2009) y otros agentes implicados en la convivencia escolar (Gázquez, Cangas, Pérez, Padilla y Cano, 2007). Aunque la agresión entre adolescentes no se da de forma exclusiva en el contexto educativo (Orve y Calvete, 2010), se habla de episodios de violencia en las aulas como un tema generador de una gran preocupación social.
El uso de la agresión entre adolescentes se asocia con una serie de factores sociales, académicos y problemas psicológicos (Gázquez, Sainz, Pérez-Fuentes, Molero y Soler, 2015). Los jóvenes agresivos muestran problemas de relación con los compañeros, aislamiento, síntomas de ansiedad, trastornos del estado de ánimo, etc., pudiendo tener consecuencias negativas, tanto para la figura del agresor como de los agredidos (Inglés et al., 2014). Ejemplo de ello puede ser el rechazo hacia el entorno donde tienen lugar las agresiones, como la escuela (Inglés, Gonzálvez-Maciá, García-Fernández, Vicent y Martínez-Monteagudo, 2015). Además, la participación temprana en el comportamiento agresivo puede ser un predictor del comportamiento antisocial y/o delictivo en etapas posteriores (Pérez-Fuentes, Gázquez, Mercader, Molero y García, 2011). Estos patrones de comportamiento han llevado a los investigadores a desarrollar estudios para identificar a los sujetos que, bien presentan un mayor número de conductas violentas, o bien se encuentran en riesgo de adoptar este tipo de repertorios conductuales (Gázquez, Pérez-Fuentes, Carrión, Luque y Molero, 2015). Además de las consecuencias directas del comportamiento agresivo, otros patrones problemáticos de conducta, como el consumo de sustancias, también guardan relación con las características presentes en la etapa adolescente (Pérez-Fuentes et al., 2015). En este sentido, siendo la adolescencia un período crítico para el desarrollo de la identidad, autores como Álvarez et al. (2015) señalan que aspectos relacionados con la implicación familiar ejercen una influencia importante sobre diferentes dimensiones del autoconcepto. Del mismo modo, la presencia de determinados factores protectores en adolescentes, como el ajuste a las normas y la percepción positiva del desempeño social con los iguales (Herrera, Romera, Ortega y Gómez, 2016), resultan aspectos clave para la prevención de interacciones agresivas entre compañeros.
Si bien en términos generales se define como la intención de dañar (Berkowitz, 1993), la agresión puede ser delimitada también atendiendo a los métodos por los cuales el daño se hace efectivo, así como por el propósito del acto agresivo. Se ha puesto de manifiesto la importancia de considerar conjuntamente las formas y funciones de la conducta agresiva (Ostrov y Crick, 2007). En general, hay acuerdo entre los investigadores a la hora de clasificar las conductas agresivas, mostradas por niños y adolescentes, como abiertas y relacionales (Card, Stucky, Sawlani y Little, 2008). La agresión abierta perjudica a otros al dañar su bienestar físico e incluye comportamientos física y verbalmente agresivos, tales como golpes, empujones y amenazas. Por su parte, la agresión relacional perjudica a otros al dañar las relaciones sociales o sentimientos de inclusión y aceptación en el grupo de iguales, y consiste en comportamientos tales como murmurar de los demás, con exclusión social, mediante la difusión de rumores, y también se asocia con problemas psicológicos y sociales (Marsee y Frick, 2010).
Por otro lado, atendiendo a las funciones de la agresión, también es posible diferenciar entre agresión reactiva, que se produce como una respuesta airada de provocación o amenaza (Berkowitz, 1993), y la agresión proactiva, que no es provocada y, a menudo, se utiliza a nivel instrumental para el dominio de otros (Dodge, 1991).
La distinción entre la agresión reactiva y proactiva ha sido examinada con mayor frecuencia en la adolescencia (Card y Little, 2006; Crapanzano, Frick y Terranova, 2010). En general, la consideración de las formas y funciones conjuntamente puede ser relevante para la comprensión del comportamiento agresivo en la adolescencia. Es por ello que la investigación en esta área requiere de capacidad para medir las formas y funciones de la agresión de manera fiable y válida.
Con el fin de medir las dimensiones de comportamiento agresivo, se ha hecho uso de diferentes métodos e informantes. Los cuestionarios de autoinforme a menudo se utilizan para evaluar la agresividad en población adolescente y, en general, existe acuerdo en que el uso de múltiples informantes es importante para la evaluación integral de la conducta problemática (Frick, Barry y Kamphaus, 2010). De los instrumentos utilizados para medir la agresividad entre adolescentes, destacan el Agression Questionnaire (A-Q) (Buss y Perry, 1992) o el Reactive-Proactive Aggression Questionnaire (RPQ) (Raine et al., 2006). En ambos casos, se cuenta con una versión adaptada a población adolescente española (Andreu, Peña y Graña, 2002; Andreu, Peña y Ramírez, 2009).
De hecho, hace ya algunos años que los investigadores comenzaron a integrar las formas y las funciones de la agresión en medidas individuales (Polman, Orobio de Castro, Koops, van Boxtel y Merk, 2007) para su evaluación conjunta.
Little, Jones, Henrich y Hawley (2003) utilizaron el análisis factorial confirmatorio para extraer los 4 tipos de agresión (relacional, abierta, reactiva y proactiva). En particular, cada uno de los 4 dominios de agresión mostró asociaciones únicas con las variables de externalización. Por ejemplo, la agresión reactiva (abierta y relacional) estaba relacionada significativamente con la hostilidad y la intolerancia a la frustración, mientras que la agresión reactiva y proactiva abierta estaba relacionada con la conducta antisocial. Según los autores, estos resultados proporcionan una imagen más clara de la conducta agresiva como un todo y, por tanto, es posible un examen más riguroso de los correlatos específicos de cada subtipo.
Así, en el estudio de Little et al. (2003) se revelan 4 dimensiones discretas de la agresión: 2 formas principales (abierta y relacional) y 2 funciones subyacentes (instrumental y reactiva). Por su parte, Fite, Stauffacher, Ostrov y Colder (2008) intentan replicar el análisis realizado por Little et al. (2003), obteniendo resultados coherentes con esta medida de la percepción subjetiva de la agresión, pudiendo utilizarse para distinguir 4 dominios para su evaluación. Así, los resultados de Little et al. (2003) y de Fite et al. (2008) proporcionan evidencias de que las formas de agresión (relacionales y abiertas) pueden actuar a la vez como funciones reactivas y proactivas, para los adolescentes.
Sin embargo, a la hora de interpretar las diferentes propuestas explicativas, se ha de tener en cuenta la alta correlación entre los 2 tipos de agresión (de .40 a .90) obtenida en muestras de adolescentes (Little et al., 2003). De hecho, diferentes estudios (Brown, Atkins, Osborne y Milnamow, 1996; Muñoz, Frick, Kimonis y Aucoin, 2008) evidencian una superposición de los 2 tipos de agresión, aunque esto ocurre de forma asimétrica. Esto es, parece ser que la mayoría de niños que muestran altos niveles de agresión proactiva, también presentan altas tasas de agresión reactiva; mientras que hay un número significativo de niños que solo muestran agresión reactiva. Resultados como estos llevan a cuestionarse si las 2 funciones de la agresión reflejan diferentes patrones de comportamiento, con factores causales independientes (Thornton, Frick, Crapanzano y Terranova, 2013). Así, una forma alternativa de interpretar resultados como estos podría ser que la agresión proactiva sea simplemente el marcador de un patrón más grave de agresión, y no del tipo de agresión (Marsee et al., 2014).
En estudios posteriores aún se discute la importancia de esclarecer el papel de estas dimensiones en la comprensión del desarrollo de la conducta agresiva. Por ejemplo, en el trabajo de Andreu et al. (2009) se examinaron las propiedades psicométricas del Reactive-Proactive Aggression Questionnaire (RPQ) (Raine et al., 2006) en una muestra de adolescentes españoles. En este caso, el análisis factorial confirmatorio reveló que el modelo estructural bifactorial presentó un mejor ajuste a los datos que el modelo unifactorial.
Marsee et al. (2011), en base a las hipótesis sobre las dimensiones que integran la conducta agresiva, llevaron a cabo un estudio donde ponen a prueba la estructura factorial del Peer Conflict Scale (PCS). Para ello, utilizan diferentes poblaciones (Little et al., 2003) y contrastan 3 modelos: a) un primer modelo unidimensional, en el que todos los reactivos miden un único factor de agresividad; b) un modelo de 2 factores (agresión abierta y relacional), y c) un modelo de 4 factores (agresión reactiva abierta, agresión reactiva relacional, agresión proactiva abierta y agresión proactiva relacional). El modelo unidimensional, utilizado como línea base para comparar el resto de estructuras factoriales, mostró un mal ajuste, atendiendo a los valores propuestos por diferentes autores (Hu y Bentler, 1999; Browne y Cudeck, 1993; Byrne, 2000). En el modelo bidimensional se observó una mejora discreta del ajuste en comparación con la propuesta unidimensional de la medida de la agresión. No obstante, fue el modelo de 4 factores donde los autores encontraron el mejor ajuste.
Más recientemente, con el objetivo de ampliar la investigación existente sobre la medida de la agresión, Russell (2014) contrasta algunos de los modelos anteriormente propuestos, y presenta una versión abreviada del PCS-20 ítems. Los resultados obtenidos demostraron que el modelo propuesto por Marsee et al. (2011) tenía un ajuste comparable al modelo de Little et al. (2003). En este estudio, además, se advierte sobre la complejidad de los 6 factores (4 combinaciones «forma-función» y 4 formas «puras») propuestos por Little et al. (2003), pudiendo esto afectar a la convergencia del modelo. En este sentido, el modelo de factores emparejados de Marsee et al. (2011) resultaría ventajoso.
Al igual que ocurre con otros fenómenos que tienen mayor visibilidad durante la adolescencia y, por ello, de gran preocupación social, resulta prioritaria la labor de desarrollo o adaptación de instrumentos de evaluación válidos y fiables (Gázquez et al., 2015a,b,c). El PCS fue diseñado para proporcionar una evaluación más completa de la agresión y, a su vez, es un ejemplo de instrumento que permite cuantificar la agresión, tanto en sus diferentes formas de expresión como en los motivos que se esconden tras este tipo de conductas. De esta forma, la escala cuenta con un punto fuerte con respecto a otras medidas de la agresión, en la medida en que permite identificar diferentes perfiles de agresores que, en consecuencia, requieren diferentes enfoques de tratamiento (Marsee y Frick, 2010).
Por tanto, atendiendo a la necesidad de una evaluación conjunta de las diferentes formas en que se manifiesta la agresión entre adolescentes, así como al limitado número de instrumentos que atienden a este requerimiento, se lleva a cabo el presente trabajo, con el objetivo de validar la versión española del PCS (Marsee, Kimonis y Frick, 2004).
MétodoParticipantesPara la selección de los participantes, se llevó a cabo un muestreo aleatorio por conglomerados. Atendiendo a la distribución geográfica de la ciudad de Almería, se seleccionaron de forma aleatoria 8 centros de educación secundaria. El total de la muestra fue de 822 alumnos de educación secundaria obligatoria (ESO), con un rango de edad de 13 a 18 años, y una media de 14.84 años (DT=.87). Del total de la muestra, el 51.8% (n=426) eran hombres y el 48.2% (n=396) mujeres, con una media de edad de 14.85 años (DT=.87) y 14.82 años (DT=.86), respectivamente. La distribución de la muestra por curso académico fue la siguiente: el 43.7% eran alumnos de 3.o ESO (n=359) y el 56.3% restante, se encontraban cursando 4.o ESO (n=463).
InstrumentosPeer Conflict Scale (PCS) (Marsee et al., 2004). Se trata de una medida de autoinforme, desarrollada para evaluar tanto las formas como las funciones de la agresión. La PCS está formada por un total de 40 ítems, distribuidos en 4 subescalas: agresión proactiva abierta, agresión reactiva abierta, agresión proactiva relacional y agresión reactiva relacional. Para ello, la PCS consta de 20 ítems que evalúan la agresión reactiva (abierta y relacional), y otros 20 ítems restantes, que miden la agresión proactiva (abierta y relacional). La modalidad de respuesta se basa en una escala tipo Likert de 4 puntos (0=no es del todo cierto, 1=algo cierto, 2=muy cierto, y 3=definitivamente cierto), y los elementos se agrupan en 4 subescalas, obteniendo un rango de 0-30 puntos en cada caso. Los autores (Marsee et al., 2011) obtienen un nivel de consistencia interna satisfactorio para cada una de las subescalas (reactiva abierta α=.87; reactiva relacional α=.77; proactiva abierta α=.79; proactiva relacional α=.76).
ProcedimientoUna vez se informó a los responsables de cada centro sobre los objetivos, procedimiento y uso de los datos de la investigación, se solicitaron los permisos pertinentes mediante hoja de consentimiento informado dirigida a padres/tutores. Además, antes de la implementación de las pruebas, se proporcionó a los participantes las instrucciones para su cumplimentación, así como la garantía de confidencialidad en el tratamiento de los datos (Valle et al., 2015). Posteriormente, 2 miembros del equipo de investigación se desplazaron a los centros de educación secundaria para la implementación de las pruebas. Se construyó la base de datos y se procedió a la realización de los análisis correspondientes.
Análisis de datosLos datos descriptivos y de fiabilidad han sido calculados con la ayuda del SPSS.22, y los análisis factoriales confirmatorios fueron realizados con AMOS.22. El análisis de los datos fue llevado a cabo en 2 etapas. En primer lugar, se elaboraron los diferentes modelos propuestos para el cuestionario (Marsee et al., 2011) y se analizó la consistencia interna de ambos con el alfa de Cronbach. En segundo lugar, para determinar el grado de ajuste de los modelos, se utilizaron los estadísticos e índices más habitualmente manejados: estadístico χ2, χ2/gl (grados de libertad), comparative fit index (CFI), root mean square error of aproximation (RMSEA).
ResultadosTres modelos posiblesSe conocen 3 posibles modelos para el cuestionario PCS. El primero de ellos es unidimensional, con una sola dimensión para la agresión. El segundo presenta 2 tipos de agresión, por un lado la abierta y por otro lado la relacional, con 20 ítems cada una de ellas. Finalmente, el tercero presenta 4 tipos de agresión (agresión reactiva abierta, agresión reactiva relacional, agresión proactiva abierta, agresión proactiva relacional) y cada factor está formado por 10 ítems.
Consistencia interna de los tres modelosEn el análisis de la consistencia del cuestionario se obtiene un alfa de Cronbach de .94 para la escala completa, es decir, para el modelo unidimensional. En el análisis de 2 factores que contempla la agresión abierta y la agresión relacional se obtienen valores de alfa de Cronbach de .90 y .89, respectivamente. Por otro lado, los valores obtenidos para cada una de las subescalas en el modelo de 4 factores son: α=.86 en la agresión reactiva abierta; α=.80 en la agresión reactiva relacional; α=.85 para la agresión proactiva abierta, y α=.83 para la agresión proactiva relacional.
Análisis factorial confirmatorioEn este análisis se han contrastado los 3 modelos existentes respecto a la estructura factorial del PCS. Así, el primero de los modelos analizados fue el unidimensional, siendo este la base sobre la que se comparan el resto de modelos estructurales; en este caso, todos los ítems conforman un único factor de agresión general. Tal y como vemos en la tabla 1, que muestra los valores de los análisis confirmatorios de los diferentes modelos factoriales del PCS, el modelo unidimensional no es un modelo adecuado. Por tanto, el modelo unidimensional presenta un ajuste inadecuado, lo que sugiere que hay más de una dimensión de agresión, como muestran los valores (χ2[740, n=822]=4,634.77; CFI=.72; RMSEA=.08). El segundo modelo presenta 2 factores de agresión (abierta y relacional) y un mejor ajuste que el modelo unifactorial (χ2[739, n=822]=4,231.84; CFI=.75; RMSEA=.07). Finalmente, el tercer modelo que se propone del cuestionario implica 4 tipos de agresión diferenciados: agresión reactiva abierta, agresión reactiva relacional, agresión proactiva abierta y agresión proactiva relacional. Este modelo presenta el mejor nivel de ajuste de los 3, como podemos ver en la tabla 1 (χ2[734, n=822]=3,524.35; CFI=.80; RMSEA=.06). Así, en la figura 1 encontramos los pesos de cada uno de los ítems en el factor correspondiente, así como los valores de las relaciones de ambos.
El consenso existente en referencia a la consideración simultánea de formas y funciones para la evaluación de la conducta agresiva queda patente en la literatura científica sobre el tema (Card et al., 2008; Fite et al., 2008; Little et al., 2003; Marsee et al., 2011; Ostrov y Crick, 2007; Polman et al., 2007), especialmente en adolescentes (Card y Little, 2006; Crapanzano et al., 2010).
Los resultados obtenidos a partir del análisis factorial confirmatorio revelan un mejor ajuste del modelo de 4 factores (Fite et al., 2008; Marsee et al., 2011; Russell, 2014). A pesar de no alcanzar los valores para un buen ajuste del modelo, previstos por algunos autores (Byrne, 2000; Hu y Bentler, 1999), atendiendo a la propuesta de Browne y Cudeck (1993), donde RMSEA entre .05 y .08 se considera un ajuste aceptable, el modelo de 4 factores propuesto se posiciona dentro de ese rango.
En este sentido, sería oportuno mencionar las críticas recibidas a los diferentes modelos de la agresión, en cuanto a las interpretaciones de los resultados obtenidos hasta el momento. Es decir, aquellos autores que, ante datos poco alentadores, se cuestionan si las funciones de la agresión reflejan patrones de comportamiento distintos (Thornton et al., 2013), o podrían funcionar como marcadores de intensidad de la agresión (Marsee et al., 2014). Por otro lado, los límites poco claros entre las diferentes formas de agresión podrían estar explicados por el solapamiento asimétrico de la agresión reactiva y proactiva, al que hacen referencia diversos autores (Brown et al., 1996; Muñoz et al., 2008).
Los ajustes podrían ser mejores, por lo que en el futuro se propone examinar la propuesta de Russell (2014) de 20 ítems, que mantiene los 4 factores (agresión reactiva abierta, agresión reactiva relacional, agresión proactiva abierta, agresión proactiva relacional) con el objetivo de mejorar la fiabilidad y validez de la escala. Otra de las propuestas de mejora, en línea con Frick et al. (2010) y mencionada igualmente por Russell (2014), sería el uso de diferentes informantes para evaluar la conducta agresiva en adolescentes. Aspecto que, de cara a la aplicación práctica del instrumento, cobra especial interés en el ámbito de la violencia escolar, donde son varios los agentes implicados (Cangas et al., 2007; Gázquez et al., 2009; Gázquez et al., 2007), y se presenta como contexto prioritario de intervención por las graves consecuencias asociadas a la agresión (Gázquez et al., 2015a,b,c; Inglés et al., 2014; Pérez-Fuentes et al., 2011).
Así, en el presente estudio se atiende a la necesidad de adaptar un instrumento a población española (Gázquez et al., 2015a,b,c), que proporcione una medida integral de la agresión en adolescentes (Frick et al., 2010), considerando además los beneficios de identificar diferentes necesidades de intervención según el perfil de agresor (Marsee y Frick, 2010).
Conflicto de interesesLos autores declaran no tener ningún conflicto de intereses.
El presente estudio cuenta con la colaboración de la Excma. Diputación Provincial de Almería.