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Introducción
El uso de la palabra confianza en el discurso común se remonta al siglo XIII y se considera un vocablo probablemente de origen escandinavo (Benner, 2004). Autores de diversas disciplinas, y de todo el mundo, sostienen que la confianza es la piedra angular de la sociedad y es esencial para la supervivencia. Este punto de vista se ha defendido en disciplinas como la filosofía (O'Hara, 2004), la ciencia política (Citrin & Stoker, 2018; Uslaner, 2002), la sociología (Sánchez, 2018), la economía (Al-Shalabi, 2019; Pino García et al., 2018) y la psicología (Rotenberg, 2019; Rotter, 1980).
Confiar implica un desafío o riesgo en las relaciones interpersonales, ya que supone sostener un conjunto de expectativas acerca de los demás (Yáñez Gallego et al., 2008); específicamente, expectativas de que los otros cumplirán su palabra, respetarán sus promesas, tendrán intenciones benevolentes y resguardarán la información personal que se compartió con ellos, sin incurrir en dañar las emociones (Rotenberg, 2019). Varios autores han reconocido la importancia de la confianza para los niños (Bernath & Feshbach, 1995; Rotter, 1967). Bernath y Feshbach (1995) argumentaron que los niños necesitan poder confiar en que sus cuidadores les protegerán y apoyarán, y creer que sus compañeros serán honestos, cooperativos y benévolos. Estos autores postularon que la confianza con los progenitores o cuidadores es clave para que los niños desarrollen una autoestima sana, un intelecto creativo y tengan relaciones adecuadas con sus compañeros.
El estudio de la confianza interpersonal es crucial para el desarrollo psicosocial humano (Rotenberg, 2010). Si bien autores como Erikson (1987) sitúan su génesis en la infancia, se sabe que este atributo tiene un rol decisivo en las relaciones sociales a lo largo de todo el ciclo vital (Rotenberg, 2019). Por ejemplo, algunos estudios han enfatizado el rol de la confianza en las relaciones con los padres o cuidadores y con los compañeros durante la niñez y la adolescencia (Harris, 2007). También, la confianza se ha considerado como una faceta clave de las relaciones de pareja durante la edad adulta (Campbell & Stanton, 2019; Miller & Rempel, 2004).
Específicamente en la etapa de la niñez, se ha encontrado que la confianza interpersonal favorece el desarrollo socioemocional positivo. En particular, en algunos estudios ha sido asociada al comportamiento moral de los niños (Zarouali et al., 2018), al comportamiento prosocial (Malti et al., 2016; Martí-Vilar et al., 2019), a la amistad (Rotenberg, 1986), a la competencia social, a las emociones positivas (Oros et al., 2021), y al rendimiento académico (Imber, 1973; Pesch & Koenig, 2018; Wentzel et al., 2018). En contraposición a esto, la desconfianza en otras personas puede predisponer a la agresividad (Malti et al., 2016; Martí-Vilar et al., 2019), a la soledad, a la depresión y a problemas de salud en los niños (Qualter et al., 2013).
En lo que se refiere a la medición de la confianza interpersonal, la mayoría de los instrumentos conocidos fueron diseñados en idioma inglés y dirigidos a población adulta. En los niños, este constructo ha sido analizado desde distintos enfoques teóricos, en relación a diferentes figuras significativas.
Como antecedentes con base empírica, se pueden mencionar los instrumentos Children's Trust Scale (ICTS) (Imber, 1973) y Children's Interpersonal Trust Scale (HCITS) ( Hochreich, 1973); sin embargo, Rotenberg et al. (2005) reportan una serie de limitaciones respecto a estas escalas. En primer lugar, es ambigua la conceptualización de la confianza, lo cual provoca incertidumbre sobre las estructuras factoriales. En segundo lugar, el formato de respuesta que presentan se encuentra limitado a dos alternativas, lo cual impide la posibilidad de elección múltiple e incrementa la presencia de la deseabilidad social. En tercer lugar, fueron construidas hace más de cuatro décadas, por lo que la interpretación actual de las afirmaciones podría presentar dificultades en su comprensión. En cuarto lugar, el tamaño de la muestra en la que fueron administradas es considerado pequeño, entre 75 y 96 participantes. Además, para la ICTS no se informaron los valores de consistencia interna de las subescalas. Por último, se desconoce la estabilidad temporal de las puntuaciones de las escalas.
El modelo de confianza interpersonal propuesto por Rotenberg (2010), se ha desarrollado como un método para tratar estadísticamente las complejidades del análisis de las relaciones diádicas. Se encuentra guiado por la teoría del apego (Bowlby, 1969) e involucra tres bases, tres dominios y dos dimensiones (BDT model) (Rotenberg, 2010, 2019).
Respecto a la teoría del apego, el modelo tiene en cuenta el efecto de los vínculos tempranos sobre el desarrollo de la confianza, y asume que la confianza originada entre la relación del bebé y sus cuidadores cercanos se extiende luego a otras personas importantes fuera de la familia. Según este enfoque, la construcción de un apego seguro posibilitaría en los niños una visión de los otros como personas esencialmente confiables (Rotenberg, 2019). Por el contrario, un apego inseguro, caracterizado por experiencias primarias de rechazo y hostilidad (i.e., apego evitativo) o de cuidados inconsistentes (i.e., apego ansioso/ambivalente) (Ainsworth, 1979; Duarte-Rico et al., 2016; Finzi et al., 2000), conduciría a una visión del otro como peligroso o poco accesible. Por lo tanto, en el transcurso de la infancia, la confianza se cimentaría en la experiencia del niño o niña con una persona disponible, sensible y cálida, que actuaría como punto de referencia para sus posteriores relaciones interpersonales (Bowlby, 1989; López Bauta & Hernández Cedeño, 2020; Rotenberg, 2010).
En relación con las bases, dominios y dimensiones de la confianza, el modelo BDT de Rotenberg presenta tres bases fundamentales de la confianza interpersonal: (a) la fiabilidad, referida a la creencia de que los demás cumplirán su palabra o promesa; (b) la confianza emocional, vinculada a la creencia de que los otros se abstendrán de causar daño emocional, serán receptivos a las revelaciones, mantendrán la confidencialidad de las mismas, se abstendrán de criticar y evitarán actos que avergüencen, y (c) la honestidad, que alude a la creencia de que los demás dirán la verdad y estarán guiados por una intención benigna y por estrategias genuinas (Giffin, 1967; Hochreich, 1973; Johnson-George & Swap, 1982; Rotenberg, 1980, 1986, 1991, 1995; Rotenberg et al., 2005, 2021; Rotter, 1967, 1971, 1980; Schlenker et al., 1973). Un estudio reciente (Rotenberg et al., 2021), realizado con niños del Reino Unido, demostró que, de estas tres bases, la confianza emocional podría ser la más afectada por las relaciones de apego con los padres, al menos durante la niñez media.
A su vez, estas bases se encuentran diferenciadas en dos ámbitos. El primero, cognitivo-afectivo, involucra las creencias o atribuciones de los individuos en relación a las tres bases de la confianza y a las experiencias emocionales que acompañan las creencias. El segundo, es el ámbito conductual, relacionado a las tendencias conductuales de los individuos a confiar en que los otros actuarán de forma honesta y digna de confianza. Por último, las bases y los dominios están diferenciados por dos dimensiones que constituyen el objeto de la confianza -que se comprende por cualidades específicas de las personas en las que se confía o desconfía-. La primera dimensión es la especificidad, que abarca desde la generalización hasta una persona en concreto, y la segunda dimensión es lafamiliaridad, que va desde alguien desconocido hasta alguien más cercano o familiar (Rotenberg, 1995).
Este modelo fue operacionalizado a través de la Children's Generalized Trust Beliefs (CGTB) (Rotenberg et al., 2005), que valora las tres áreas de la confianza interpersonal: la fiabilidad, la confianza emocional y la honestidad, referidas a padres, madres, profesores y pares. Esta escala ha sido una de las más utilizadas para la evaluación del construc-to, y ha dado lugar a una versión transcultural: The Cross Cultural Children Trust Beliefs Scale (CCCTBS) (Rotenberg et al., 2011). La misma ha sido traducida a varios idiomas y estudiada en diversas culturas. Sin embargo, aún no se ha explorado su funcionamiento con niños argentinos, ni de Latinoamérica en general, lo cual posibilitaría fortalecer esta línea de investigación en países de habla hispana. Con base en lo expuesto, el presente estudio tiene por objetivo traducir, adaptar y validar la Cross Cultural Children Trust Beliefs Scale en niños y niñas argentinos de 8 a 12 años, aportando evidencias del poder discriminativo de sus ítems, de su consistencia interna y su validez de constructo (factorial y nomológica). Con respecto a la validez nomológica, y tomando en consideración los postulados teóricos de Bowlby (1969, 1989), se hipotetizó una correlación positiva entre la confianza interpersonal y el estilo de apego seguro, y una correlación negativa entre la misma variable y los estilos de apego inseguro (evitativo y ansioso/ambivalente).
Método
Tipo de estudio
Se realizó una investigación empírica, cuantitativa, de tipo instrumental (Montero & León, 2007).
Participantes
Se evaluaron 348 niños argentinos (51.2 % mujeres; 48.8 % varones), de entre 8 y 12 años de edad (m = 10.58; DE = 1.31), que asistían a diferentes escuelas de la provincia de Misiones, situada en la zona nordeste del país. Debido a que posteriormente se descartaron ocho casos, cuyos puntajes resultaron en valores atípicos, la muestra definitiva estuvo compuesta por 340 niños y niñas. El tamaño muestral se considera aceptable, ya que la recomendación erudita apunta a incluir entre 200 y 400 casos para garantizar la estabilidad de las estructuras factoriales (Kline, 2015; Lloret-Segura et al., 2014).
El tipo de muestreo fue no probabilístico intencional, según las posibilidades de acceso que permitieron las instituciones educativas. Los criterios de inclusión fueron: (a) firma del consentimiento informado, (b) asistencia a las instituciones escolares donde se recolectaron los datos, y (c) inscripción en cuarto, quinto, sexto o séptimo grado de la educación primaria. Por otro lado, los criterios de exclusión fueron: (a) no dar el asentimiento verbal para la participación, (b) tener menos de 8 o más de 12 años de edad, y (c) no poder leer los cuestionarios de manera autónoma.
Instrumentos
La CCCTBS contiene 24 ítems que evalúan las tres bases de la confianza interpersonal antes mencionadas (fiabilidad, confianza emocional y honestidad) para cuatro grupos targets (padres, madres, maestros y pares). Los 24 ítems están distribuidos en partes iguales para cada posible combinación de bases x target (2 ítems por cada combinación). Cada uno de los ítems presenta una situación hipotética con la que los niños deben identificarse y señalar la respuesta que mejor refleje su opinión (e. g., "Tu papá dijo que el fin de semana te iba a llevar al cine, al circo o a un parque de juegos. ¿Pensás que tu papá te va a llevar a alguno de esos lugares?"). Las respuestas están graduadas en cinco opciones tipo Likert, que se puntúan de 1 a 5, respectivamente: "Muy seguro que no", "Pienso que no", "No estoy seguro", "Pienso que sí", "Muy seguro que sí". Los valores de consistencia interna reportados por los autores de la escala son adecuados: alpha de Cronbach entre .70 y .77 (Rotenberg et al., 2011), al igual que los observados en el presente estudio: alpha de Cronbach por ítems entre .72 y .78, omega de McDonald por ítems entre 78 y 83.
Para evaluar el apego se empleó una adaptación argentina (Richaud et al., 2019) del Attachment Style Classification Questionnaire (ASCQ) (Finzi et al., 1996). Se trata de un instrumento de autorreporte que puede aplicarse a niños desde los 7 años de edad, e incluye 12 ítems con cinco opciones de respuesta (desde "Para nada verdadero" hasta "Muy verdadero"). Los ítems se agrupan factorialmente en tres dimensiones: apego seguro (4 ítems; ω = .73), apego ansioso/ambivalente (4 ítems; ω = .87) y apego evitativo (4 ítems; ω = .71) (Richaud et al., 2019). En el presente estudio, los valores de consistencia interna resultaron aceptables para las tres dimensiones (ω = .69; ω = .67 y ω = .64, respectivamente).
Procedimiento
La traducción y retrotraducción de la CCCTBS (inglés-español; español-inglés), se llevó a cabo durante el período 2018-2019 y fue realizada por dos traductoras independientes: una psicóloga local con manejo fluido del inglés, y una traductora bilingüe con años de residencia en un país de habla inglesa. A continuación, los miembros del equipo con experiencia en evaluación psicológica infantil, analizaron cuidadosamente las traducciones y generaron una versión de la escala adaptada a las particularidades idiomáticas y culturales de la población diana. Esta versión fue supervisada por el primer autor de la CCCTBS, quien, junto a un colega nativo de habla hispana, verificó la equivalencia conceptual y semántica de las consignas, ítems y opciones de respuesta.
Con el fin de asegurar que esta versión fuera comprensible y clara para los niños, se realizó una prueba piloto con 15 niños y niñas escolarizados, de entre 9 y 12 años de edad. El límite muestral fue establecido a partir del criterio de saturación de respuestas. Los niños debían informar el nivel de claridad de los enunciados, señalar expresiones poco comunes y sugerir opciones de mejora. Luego de sopesar críticamente todas las observaciones, se consideraron aquellas que revestían mayor relevancia -porque afectaban la correcta interpretación del ítem- y aquellas que más se repetían, preparándose la versión final para Argentina. Todas las modificaciones se revisaron y aprobaron por el propulsor del modelo teórico y primer autor de la prueba.
La recolección de datos con la CCCTBS adaptada fue realizada durante el 2019, en cuatro instituciones educativas de la provincia de Misiones. La aplicación fue colectiva, por grados escolares, durante el horario habitual de clases.
Aspectos éticos
Para acceder a las instituciones escolares, en primer lugar se obtuvo la autorización de los directivos. Posteriormente, con el acuerdo de los docentes, se ingresó a las aulas y se entregó a los estudiantes un consentimiento informado por escrito para que los padres, madres o tutores firmaran de conformidad. En dicho consentimiento, de acuerdo con las pautas del Ministerio de Salud de la Presidencia de la Nación Argentina: (a) se brindó información acerca de la investigación (título, objetivos, procedimientos e instituciones financiantes), (b) se invitó a los padres, madres o tutores a consentir la participación de los menores de forma voluntaria, anónima, confidencial, gratuita, no remunerada y libre de riesgos, y (c) se ofrecieron canales de contacto con los investigadores para resolver dudas y realizar consultas. El asentimiento de los niños fue recabado de manera verbal, luego de que miembros del equipo brindaran información acerca del estudio.
Todas las acciones realizadas acataron las recomendaciones éticas internacionales para la investigación con seres humanos (American Psychological Association, 2017; Asamblea Médica Mundial, 2013). La participación de los niños fue voluntaria y la información provista por ellos se gestionó bajo un marco de estricta confidencialidad. Ninguna persona ajena a la investigación tuvo acceso a los datos.
Análisis de datos
Los datos fueron procesados con el paquete estadístico SPSS, versión 26 para Windows, y con el programa LISREL 9.30 Student. Los porcentajes de valores perdidos a nivel del ítem oscilaron entre 0 y 1.4 %, razón por la cual se procedió a reemplazar las omisiones con el método de imputación simple, utilizando la moda del sujeto en la dimensión correspondiente (Cichosz, 2015). Se observaron, además, tres omisiones a nivel de escala (0.9 %), con un valor MCAR significativo, por lo que se utilizó para estos casos el procedimiento de supresión de lista.
Para la identificación de casos atípicos univariados se examinaron las puntuaciones Z, considerando como valores extremos a aquellos que superaban Z = +/- 3.29. Para la detección de casos atípicos multivariados se utilizó como criterio la distancia de Mahalanobis con valores p inferiores a .001 (Tabachnick & Fidell, 2013).
La normalidad univariada de los datos fue examinada a través de los indicadores de asimetría y curtosis, para los cuales son deseables valores entre +/- 2 (Tabachnick & Fidell, 2013). La normalidad multivariada fue estimada con el programa AMOS v. 16, mediante el coeficiente de Mardia, estableciéndose como apropiado un valor inferior a 70 (Rodríguez & Ruiz, 2008). Para la descripción general de los datos se calcularon los estadísticos de media y desviación estándar. El poder discriminativo de los ítems fue estudiado mediante la correlación ítem-total corregida, para la cual son esperables valores de r iguales o superiores a .30 (Nunnally & Bernstein, 1995).
A fin de estudiar la estructura interna de la CCCTBS, se realizó un análisis factorial confirmatorio (AFC) por parcelas. Siguiendo el modelo de los autores Rotenberg et al. (2005) y Rotenberg et al. (2011), doce parcelas fueron conformadas con las puntuaciones promediadas de los ítems dirigidos al mismo target y base: parcela 1, fiabilidad en la madre (ítems 1 y 2); parcela 2, fiabilidad en el padre (ítems 3 y 4); parcela 3, fiabilidad en los maestros (ítems 5 y 6); parcela 4, fiabilidad en los pares (ítems 7 y 8); parcela 5, confianza emocional en la madre (ítems 9 y 10); parcela 6, confianza emocional en el padre (ítems 11 y 12); parcela 7, confianza emocional en los maestros (ítems 13 y 14); parcela 8, confianza emocional en los pares (ítems 15 y 16); parcela 9, honestidad de la madre (ítems 17 y 18); parcela 10, honestidad del padre (ítems 19 y 20); parcela 11, honestidad de los maestros (ítems 21 y 22); parcela 12, honestidad de los pares (ítems 23 y 24).
El AFC fue realizado mediante una aproximación robusta del método de máxima verosimilitud (MLR), introduciendo una matriz asintótica de covarianzas. Aunque los ítems de la escala analizada están construidos con un formato Likert y en una escala ordinal, al trabajar con parcelas se hace necesario considerar estas variables como continuas, siendo el método MLR el más adecuado para este tipo de análisis.
Para la interpretación de los resultados se tuvieron en cuenta los siguientes puntos de corte sugeridos por Hair et al. (2009), para muestras mayores a 250 casos y número de variables observadas entre 12 y 30: CFI > .92; SRMR < .08; RMSEA < .07. Para los términos X2/gl y GFI se consideraron apropiados valores menores a 2 e iguales o superiores a .95, respectivamente (Tabachnick & Fidell, 2013).
Para conocer la confiabilidad de la escala desde el punto de vista de su consistencia interna, se utilizó el estadístico omega de McDonald -que es el recomendado para escalas multidimensionales que poseen escasos ítems (Ventura-León & Caycho-Rodríguez, 2017; Viladrich et al., 2017)- y que ofrece una aproximación de la confiabilidad basada en la estructura factorial. Además, a fin de poder establecer comparaciones con estudios llevados a cabo en otros países, se obtuvo el alfa de Cronbach. Ambos análisis se calcularon tanto para las parcelas como para los ítems.
Finalmente, para aportar evidencias acerca de la validez nomológica de la CCCTBS, se computaron correlaciones bivariadas r de Pearson entre las dimensiones de confianza y de apego percibido por los niños. El tamaño del efecto de estas correlaciones se interpretó con base en el criterio sugerido por Cohen (1992): pequeño (r < .30), moderado (r entre .30 y .50) y grande (r > .50).
Resultados
No se observaron casos atípicos univariados, pero sí ocho atípicos multivariados, los cuales fueron descartados, quedando la muestra final conformada por 340 niños y niñas.
Los promedios, desviaciones estándar, índices de asimetría, curtosis y valores de correlación ítem-elemento para cada ítem de la escala se presentan en la Tabla 1 . En cuanto al análisis de normalidad de cada uno de los ítems, los valores de asimetría y curtosis se ubicaron, en su mayoría, por debajo de ±2 con lo que pueden considerarse adecuados (Bandalos & Finney, 2018). Solo el ítem 11 superó ligeramente este criterio, con un valor de Cu = 2.19. El coeficiente de Mardia obtuvo un valor de 26.28. Por otro lado, las correlaciones ítem-total corregidas fueron > .30 en todos los casos, lo que indica un apropiado poder discriminativo de los enunciados.
Tabla 1 Media, desviación estándar, asimetría, curtosis y r total corregida para cada ítem
| M | DE | As | Cu | r total corregida | |
| Ítem 1 | 3.48 | 1.35 | -.499 | -.915 | .411 |
| Ítem 2 | 3.58 | 1.30 | -.619 | -.668 | .458 |
| Ítem 3 | 3.53 | 1.39 | -.636 | -.858 | .436 |
| Ítem 4 | 3.71 | 1.30 | -.829 | -.411 | .506 |
| Ítem 5 | 3.47 | 1.34 | -.574 | -.796 | .430 |
| Ítem 6 | 3.63 | 1.22 | -.793 | -.163 | .488 |
| Ítem 7 | 3.65 | 1.30 | -.698 | -.557 | .452 |
| Ítem 8 | 3.69 | 1.27 | -.742 | -.455 | .427 |
| Ítem 9 | 3.77 | 1.39 | -.827 | -.627 | .413 |
| Ítem 10 | 4.19 | 1.16 | -1.5 | 1.36 | .521 |
| Ítem 11 | 4.27 | 1.09 | -1.68 | 2.19 | .410 |
| Ítem 12 | 3.84 | 1.22 | -.844 | -.248 | .483 |
| Ítem 13 | 3.34 | 1.43 | -.354 | -1.15 | .320 |
| Ítem 14 | 3.50 | 1.39 | -.511 | -.974 | .442 |
| Ítem 15 | 3.45 | 1.41 | -.452 | -1.08 | .424 |
| Ítem 16 | 3.54 | 1.36 | -.573 | -.866 | .381 |
| Ítem 17 | 3.63 | 1.38 | -.696 | -.765 | .396 |
| Ítem 18 | 3.65 | 1.39 | -.752 | -.662 | .497 |
| Ítem 19 | 3.51 | 1.40 | -.548 | -.948 | .596 |
| Ítem 20 | 4.09 | 1.13 | -1.20 | .596 | .473 |
| Ítem 21 | 3.50 | 1.31 | -.495 | -.825 | .479 |
| Ítem 22 | 3.74 | 1.28 | -.808 | -.387 | .449 |
| Ítem 23 | 3.24 | 1.36 | -.331 | -.999 | .464 |
| Ítem 24 | 3.33 | 1.32 | -.367 | -.932 | .395 |
Respecto al AFC, los indicadores de ajuste y error obtenidos mostraron que el modelo propuesto se ajusta adecuadamente a los datos: x2/gl = 2.27; GFI = .94; GFI = .94; RMSEA = .070; 90 % CI RMSEA = .056 - .085; SRMR = .047. Las cargas factoriales resultaron satisfactorias, oscilando entre .51 y .70; por otra parte, las correlaciones entre factores resultaron en torno de .79 y .82. El detalle del modelo puesto a prueba con las cargas factoriales estandarizadas se encuentra en la Figura 1 , y la versión argentina de la escala se puede consultar en el Anexo.
En cuanto a las evidencias de confiabilidad, la escala completa alcanzó un alfa de Cronbach de .88 (omega de McDonald = .90). Los valores obtenidos para las tres dimensiones por separado también indicaron una buena consistencia interna, siendo confianza emocional la que obtuvo valores más bajos, aunque aceptables, en todos los análisis (véase Tabla 2).
Tabla 2 Valores de omega y alfa para las tres dimensiones, por parcelas y por ítems
| Omega | Alfa | |||||
|---|---|---|---|---|---|---|
| Fiab. | Emoc. | Honest. | Fiab. | Emoc. | Honest. | |
| Parcelas | .71 | .68 | .74 | .70 | .67 | .74 |
| Ítems | .80 | .78 | .83 | .76 | .72 | .78 |
Respecto de la validez nomológica, los análisis de correlaciones bivariadas indicaron la presencia de relaciones estadísticamente significativas y de tamaño moderado (Cohen, 1992) entre las tres bases de la confianza y el apego seguro (fiabilidad: r = .37, p < .000; confianza emocional: r = .37, p < .000; honestidad: r = .31,p < .000). Ninguna de las bases de la confianza se relacionó de manera estadísticamente significativa con los tipos de apego evitativo (fiabilidad: r = -.01, p = .885; confianza emocional: r = -.03, p = .682; honestidad: r=-.04, p = .551), y ansioso (fiabilidad: r = .02, p = .725; confianza emocional: r = -.00, p = .986; honestidad: r = .04, p = .562).
Discusión
Este trabajo tuvo el objetivo de traducir, adaptar y validar la Cross Cultural Children Trust Beliefs Scale (Rotenberg et al., 2005) en niños y niñas argentinos de 8 a 12 años, aportando evidencias del poder discriminativo de sus ítems, su consistencia interna y su validez de constructo (factorial y nomológica).
El proceso de traducción y adaptación cultural resultó plausible gracias a la participación de traductores independientes, al trabajo mancomunado de los investigadores argentinos con el primer autor de la CCCTBS, y a la valoración pertinente de un grupo de niños que juzgaron la claridad y la comprensión de los enunciados. Este proceso inicial dio como resultado una versión de la escala conceptual y semánticamente equivalente a la original, y, al mismo tiempo, compatible con la realidad cultural de los niños argentinos.
Todos los ítems mostraron capacidad para discriminar entre los niños con mayor y menor tendencia a la confianza interpersonal, y ostentaron una consistencia interna apropiada. El valor de alfa de Cronbach para la escala completa fue satisfactorio (.88) y mayor al reportado en estudios previos de otros países: alfa = .77 para niños de Inglaterra, y alfa = .70 para niños de Japón (Rotenberg et al., 2011). La eliminación de ningún ítem favoreció el aumento de los valores de alfa de Cronbach.
Por otro lado, la estructura interna fue replicada de forma válida. La versión argentina conserva el modelo operacional de partida, constituido por las tres bases principales de la confianza, con el mismo número de ítems. Las cargas factoriales resultaron adecuadas, y las correlaciones entre factores fueron altas, pero no excesivas, lo cual descarta la posibilidad de superposición de contenidos.
Como evidencias de la validez nomológica del instrumento, se analizaron las relaciones entre las tres bases de la confianza y los estilos de apego. Los resultados obtenidos fueron acordes a la teoría y se pueden interpretar como indicadores de un adecuado funcionamiento de la escala propuesta.
De acuerdo con la hipótesis de partida, las tres bases de la confianza interpersonal (i.e., fiabilidad, confianza emocional y honestidad) obtuvieron relaciones positivas y estadísticamente significativas con el apego seguro. Algunos autores sugieren que el apego seguro está involucrado en el desarrollo de la confianza, ya que este tipo de vínculo con las figuras primarias da lugar a la constitución de modelos internos de funcionamiento, que permiten que las expectativas positivas (e.g., la confianza) establecidas en relación a ellas se extiendan a otros vínculos, e incluso, se generalicen (Rotenberg, 2019; Sakai, 2010; Simpson, 2007). En relación a esta línea argumental, la investigación científica halló evidencias de que las personas con apego seguro no solo son capaces de confiar en los demás, sino que también pueden utilizar estrategias de afrontamiento más saludables para resolver las violaciones a dicha confianza (Mikulincer, 1998).
Ahora bien, la confianza y el apego son constructos relacionados pero disímiles. Al respecto, Rotenberg (2010) aclara que la primera se distingue del segundo, entre otras cosas, porque involucra relaciones con personas más allá de las figuras primarias. Puede considerarse que, en este estudio, la diferencia entre ambos constructos quedó plasmada en el tamaño del efecto moderado de las correlaciones obtenidas.
Desde otra perspectiva, en lo que refiere a las relaciones particulares entre cada una de las bases de la confianza y el apego, las investigaciones científicas disponibles son escasas. En el presente estudio, y en concordancia con lo mencionado, los resultados indicaron que el estilo seguro habilitaría el desarrollo de la fiabilidad, es decir, de la creencia en que los demás cumplirán sus promesas y respetarán los acuerdos. Esto es comprensible, ya que solo cuando se ha establecido un vínculo sólido y seguro es posible fiarse de la palabra del otro. La percepción de fiabilidad en las figuras primarias resulta relevante en muchos sentidos, pero uno de los más importantes es que contribuye a la creencia en la fiabilidad de los pares (Rotenberg et al., 2013) y, presumiblemente, de otras personas a lo largo de la vida.
La confianza emocional, por su parte, se relaciona con la creencia de que los demás no van a ocasionar un daño emocional ni revelar información íntima. Al igual que en el presente estudio, evidencias recientes apoyan la existencia de una relación entre el apego seguro y esta dimensión de la confianza (Rotenberg et al., 2021). Dichos resultados pueden ser explicados a la luz de los postulados de Bowlby (1989). Este autor sostiene que el niño con apego seguro percibe a su figura de cuidado como accesible, sensible y protectora, lo que le aporta tal sentimiento de seguridad con respecto a esa relación, que no teme ser defraudado. Esta cualidad del vínculo luego se extiende a otros tipos de relaciones (Pinquart et al., 2013) y a otras etapas del desarrollo (Boldt et al., 2020; Pascuzzo et al., 2013), por lo cual, quienes han desarrollado un apego seguro tendrán mayor probabilidad de considerar que los otros no van a dañarlos intencionalmente.
Por último, los mismos postulados de Bowlby (1989) y de Ainsworth (1979) ofrecen sustento a la relación entre el tipo de apego seguro y la confianza en la honestidad del otro. De acuerdo con estos autores, un vínculo de apego seguro con los padres o cuidadores favorecería en los niños el desarrollo de un modelo operante interno de expectativas positivas acerca de las intenciones de los demás, es decir, una imagen de los otros como personas confiables y benéficas (Cassidy & Shaver, 2016). Esta descripción está en consonancia con la base de honestidad propuesta por Rotenberg et al. (2005), ya que la persona honesta es concebida como aquella que tiene intenciones benignas en lugar de maliciosas, y que utiliza estrategias genuinas en vez de engaños y manipulaciones. Es de esperar, entonces, que los niños con apego seguro confíen primariamente en la honestidad de sus padres, y que trasladen esta actitud a los otros tipos de vínculos significativos que establecen con posterioridad (pares, maestros, etc.).
Contrario a lo que ocurrió con el apego seguro, los estilos inseguros (ansioso/ambivalente y evitativo), no obtuvieron correlaciones estadísticamente significativas con ninguna de las dimensiones de la confianza, lo que llevó a rechazar parcialmente la hipótesis de partida, que anticipaba una relación inversa. La teoría sugiere que las personas con tipos de apego inseguro pueden percibir al mundo y a los demás como más amenazantes (Shaver & Mikulincer, 2008), e incluso, existen evidencias que indican que los niños con estilos de apego inseguro poseen expectativas más negativas respecto de los otros, que aquellos con estilos de apego seguro (Clark & Symons, 2009). No obstante, los resultados obtenidos en este estudio pueden explicarse por el instrumento utilizado, pues la CCCTBS evalúa estrictamente la confianza y no la desconfianza. Es posible, como se halló en estudios previos (Oros et al., 2021), que la desconfianza sea un constructo que represente más apropiadamente las expectativas de las personas con estilos de apego inseguro. En tal sentido, algunos autores sugieren que la escasa confianza no es una medida de desconfianza, debido a que ambos constructos serían independientes, de hecho, podrían presentarse al mismo tiempo (Ou & Sia, 2009; Van de Walle & Six, 2013). Por lo tanto, se requieren nuevos estudios que permitan analizar en profundidad la dinámica entre estos constructos.
Limitaciones
Entre las limitaciones de este estudio cabe mencionar que, si bien la muestra empleada fue suficientemente amplia, estuvo conformada por niños y niñas de una sola provincia del país, que, además, no fue seleccionada bajo criterios de aleatorización. Esto restringe el grado de representatividad de los resultados, haciendo necesario que el estudio de la validez y fiabilidad de la escala se replique posteriormente en otras provincias y regiones del país.
Así mismo, la confiabilidad de la medida fue analizada desde la consistencia interna, siendo deseable en próximos estudios informar datos respecto de su estabilidad en el tiempo (test-retest).
Nuevas líneas de investigación
En este estudio, la CCCTBS ha mostrado ser un instrumento apropiado desde el punto de vista psicométrico, mientras que las evidencias de funcionamiento a nivel transcultural sugieren la importancia de impulsar las investigaciones sobre esta temática a nivel regional e internacional. Como ya se señaló, una línea de investigación interesante puede ser el análisis de las relaciones entre la confianza y la desconfianza que permitiría poder aportar información acerca de los aspectos más y menos saludables de las expectativas respecto de los demás. En este sentido, por ejemplo, las investigaciones recientes han indicado que no necesariamente los niveles más altos de confianza son mejores para el bienestar psicosocial, ya que pueden relacionarse con mayor atribución de intenciones hostiles e ira hacia los demás, de manera similar a lo que ocurre en los niveles más bajos de confianza (Rotenberg et al., 2021). Desde esta perspectiva, también puede resultar valioso el desarrollo de trabajos destinados a identificar valores normativos y saludables de confianza interpersonal.
Por otro lado, el modelo multidimensional en el que se sustenta la CCCTBS ofrece un abanico de posibilidades para el desarrollo de investigaciones enfocadas en las relaciones diferenciales de cada una de las bases de la confianza con otros recursos del desarrollo socio-afectivo. Así también, puede ser muy fructífera la línea de investigación destinada a esclarecer las diferencias entre los destinatarios de cada una de esas dimensiones de la confianza.
Por último, sería deseable realizar estudios de invariancia factorial de la CCCTBS, lo cual resultaría un paso relevante para el posterior análisis de diferencias por sexo o edad, y para la elaboración de baremos que contemplen, o no, distinciones al respecto.
En síntesis, el instrumento que se presenta en este trabajo ofrece un panorama muy amplio de posibilidades para avanzar en el conocimiento y comprensión de la confianza interpersonal en los niños y las niñas argentinos.
Conclusión
En términos generales, los resultados indicaron un adecuado funcionamiento psicométrico, por lo que este instrumento podría ser utilizado para futuros estudios. En lo que respecta a la evidencia de validez nomológica, los resultados de esta investigación permitieron confirmar la hipótesis de una correlación positiva entre la confianza interpersonal y el estilo de apego seguro, y rechazar el supuesto de una correlación negativa entre la misma variable y los estilos de apego inseguro (evitativo y ansioso/ ambivalente). Se espera que este instrumento resulte útil y sea un punto de partida para la exploración de una variable tan poco estudiada en nuestro medio, a pesar de su gran relevancia psicológica y social.
Finalmente, vale aclarar que la versión argentina de la CCCTBS que aquí se ofrece, no debería ser utilizada en otros países hispanos sin un previo y cuidadoso análisis de su pertinencia cultural; nuevas adaptaciones pueden ser necesarias para su empleo en otras regiones latinoamericanas, y sobre todo, transcontinentales.
