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2008, Vol. 13 nº 1, pp. 1-
Validación de la Escala de Valoración de la Relación en una muestra mexicana
José Moral de la Rubia^1 Facultad de Psicología. UANL.
RESUMEN
El objetivo del artículo es validar una medida de satisfacción marital desarrollada en población estadounidense en una muestra mexicana, determinando su distribución, consistencia interna, estructura factorial y relación con otras escalas. Se emplea una muestra de 100 parejas casadas. Como instrumentos de medida se aplican la Escala de Valoración de la Relación (RAS), Escala de Satisfacción Marital (ESM), Escala de Ajuste Diádico (DAS) e Índice de Insatisfacción Sexual (IIS). Los datos se analizan con la prueba de Kolmogorov- Smirnov, alfa de Cronbach, análisis factorial y correlación lineal. La Escala Valoración de la Relación (RAS) tiene una estructural unifactorial, su consistencia interna es de .81, su distribución es asimétrica positiva y presenta correlaciones altas con ESM, DAS e IIS. Se concluye que es una medida útil y válida.
Palabras clave : satisfacción marital, ajuste diádico, satisfacción sexual, psicometría.
ABSTRACT
The objective of the article is to validate a measure of marital satisfaction developed in American population in a Mexican sample, determining its distribution, internal consistency, factor structure and relation with other scales. A sample of 100 married couples is used. The Relationship Assessment Scale (RAS), the Marital Satisfaction Scale (MAS), the Dyadic Adjustment Scale (DAS) and the Index of Sexual Satisfaction (ISS) are applied as measure instruments. The data are analyzed with the Kolmogorov-Smirnov’s test, Cronbach’s alpha, factor analysis and lineal correlation. The Relationship Assessment Scale (RAS) has a one-factor structure, its internal consistency is .81, its distribution is asymmetric positive and it presents high correlations with MAS, DAS and ISS. It is concluded that it is a useful and valid measure.
Keywords: marital satisfaction, dyadic adjustment, sexual satisfaction, psychometrics.
Agradecimientos: A Keila Irene Rodríguez Gómez y María del Carmen García González, estudiantes de licenciatura de psicología, por su colaboración en la captura de datos, siendo becarias del proyecto PAICYT DS1217-05.
(^1) Dirección de contacto:
correo electrónico: jose_moral@hotmail.com
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1.- Introducción
Debido al daño en el desarrollo de los hijos que provocan los divorcios, tanto autoridades públicas como científicos sociales y de la salud están preocupados por bajar sus tasas. México tiene un porcentaje de divorcio en torno al 12% (INEGI, 2007) casi la mitad que los países latinos europeos, como España e Italia, cuyas tasas se hallan en torno al 28% (INE, 2007; ISTAT, 2007) y cuatro veces menos que Estados Unidos que cuenta con una proporción próxima al 50% (CDCP, 2007). No obstante, en México como en España e Italia en 10 años se han duplicado los porcentajes. La incidencia es creciente y es probable que evolucione hacia el valor asintótico de Estados Unidos. A fin de lograr intervenciones efectivas es necesario conocer los predictores y determinantes del divorcio. Uno de sus predictores más importantes es la satisfacción marital (Fincham y Beach, 1999), de ahí la relevancia de medir ésta y estudiar sus vías de determinación.
Se han proporcionado diversas definiciones de satisfacción marital. Boland y Follingstad (1987) consideran a la satisfacción como una descripción general de actitudes, sentimientos y valoraciones del matrimonio, en términos tales como feliz/infeliz, satisfactorio/insatisfactorio. Blood y Wolfe (1960) conceptualizan la satisfacción como la evaluación global y subjetiva que se hace del cónyuge. En esa misma línea, Roach, Frazier y Bowden (1981) definen la satisfacción como una actitud de favorabilidad o desfavorabilidad hacia la propia relación matrimonial Hendrick (1988) la concibe como una dimensión valorativa global del cónyuge y la relación. Por otra parte, Chadwick, Albrecht y Kunz (1976) la contemplan desde la evaluación de aspectos específicos de la vida marital, tales como factores socio-económicos, similitud con la pareja, adecuación en las funciones y roles dentro del sistema diádico.
Desde la revisión de la literatura, se puede colegir la existencia de tres grandes modelos en la conceptualización de la satisfacción: a) El modelo unidimensional: Es la base de la investigación clásica y parte de la consideración de una dimensión subyacente valorativa: placer-displacer. Bajo este modelo han trabajado autores como Locke y Wallace (1959) y Hendrick (1988), quienes señalan que la satisfacción es producto de un balance entre aspectos positivos y negativos del matrimonio. b) El modelo de bidimensional: Larson y Bahr (1980) concluyen que la felicidad en la vida no es unidimensional sino un estado complejo resultante de dos dimensiones independientes: satisfacciones e insatisfacciones. Así la felicidad marital es la resultante del balance entre esas dos dimensiones. c) Modelo multidimensional: Pick y Andrade (1988) definen la satisfacción como una actitud multidimensional hacia el cónyuge y la relación marital, donde hay aspectos diferenciales como la interacción, la expresión de afectos, los aspectos de organización y estructura diádicos.
Spainier (1976) separa el ajuste diádico de la satisfacción, cuando ambos conceptos con frecuencia se han utilizado como sinónimos. Define el ajuste marital como un proceso de acomodación entre dos personas que se ve reflejado en cuatro aspectos básicos: consenso, satisfacción, cohesión y expresión afectiva. Así, este autor incluye a la satisfacción dentro del ajuste como una dimensión valorativa del cónyuge y la relación.
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Primaria sinterminar Primaria Secundaria PreparatoriaTecnológicosLicenciatura Posgrado
Indique el nivel de estudios terminados
30%
25%
20%
15%
10%
5%
0%
Porcentaje
Mujer
Hombre
Género
Figura 1. – Diagrama de barras de la escolaridad por género
Baja Media-baja Media Media-alta ¿A qué clase social cree pertenecer?
80%
60%
40%
20%
0%
Porcentaje
Mujer
Hombre
Género
Figura 2. – Diagrama de barras de la clase social a la que se cree pertenecer por género
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2.2.- Instrumentos de medida
Escala de Valoración de la Relación ( Relationship Assessment Scale, RAS) de Hendrick (1988). Es una escala tipo Likert de medida global de la satisfacción de la relación con 7 reactivos que varían en un rango de 1 a 5, por lo que la escala presenta un recorrido potencial de 7 a 35. Tiene una consistencia alta, por la alfa de Cronbach, de 0.86 y una estructura unifactorial. En cuanto a su validez criterial, muestra una correlación moderada de .48 con el Test de Ajuste Marital de Locke-Wallace (1959), correlaciones altas con la Escala de Ajuste Diádico (DAS) y sus subescalas variando de .51 a .82 y buena capacidad para discriminar entre parejas con y sin problemas, empleando como criterio la DAS, en muestra control (Hendrick, 1988) y clínica (Vaughin y Martyastik, 1999).
Escala de Satisfacción Marital (ESM). Fue creada por Pick y Andrade (1988) en México. Consta de 24 reactivos con tres opciones de respuesta. Presenta una estructura de 3 factores ortogonales: (1) satisfacción con la interacción conyugal, (2) satisfacción con los aspectos emocionales del cónyuge, y (3) satisfacción con los aspectos organizacionales y estructurales de la relación. Su consistencia interna y las de sus factores son superiores a. (Pick y Andrade, 1988).
Escala de Ajuste Diádico ( Dyadic Adjusment Scale , DAS) de Spanier (1976). Se compone de cuatro factores relacionados: 1) consenso sobre asuntos de importancia para el funcionamiento de la pareja, 2) satisfacción, 3) cohesión y 4) expresión de cariño, con consistencias internas que varían de .73 a .94. Es una escala tipo Likert de 32 reactivos, con seis puntos de amplitud cada uno, salvo dos elementos con cinco puntos y otros dos dicotómicos. Cuanto más se puntúa, mayor es el ajuste. La puntuación se obtiene por suma simple de elementos, variando de 0 a 151. Su distribución se ajusta a una curva normal. Su consistencia interna es de .96. Asimismo muestra validez criterial con una correlación de. con el Test de Ajuste Marital de Locke-Wallace (1959) y capacidad para diferenciar parejas casadas y en proceso de divorcio con una diferencia media de 44 puntos (Spanier, 1976). Los estudios factoriales con la DAS no han conseguido reproducir la estructura deseada de 4 factores interrelacionados. Eso sí, la escala presenta consistencia interna alta, fiabilidad temporal, validez discriminativa y criterial (Spanier, 1985).
El Índice de Insatisfacción Sexual (IIS) de Hudson (1982). Debido a que los reactivos están redactados en sentido negativo, cuanta más alta es la puntuación, menor disfrute o satisfacción con la sexualidad en la pareja se reporta. El rango de puntuación de cada reactivo es de 1 (en ningún momento) a 7 (todo el tiempo). La escala está integrada por 25 elementos, así su rango potencial varía de 25 a 175. La consistencia interna de la escala es alta de .92. Muestra validez convergente al correlacionar significativamente con el Test de Ajuste Marital de Locke-Wallace (1959). También, posee buena validez discriminativa, al clasificar correctamente al 80% de la pareja con o sin problemas sexuales, resultando la correlación biserial-puntual entre la escala y la pertenencia o no al grupo con problemas sexuales de. (Hudson, 1982).
2.3.- Procedimientos
Las escalas RAS, DAS e IIS fueron traducidas por el método de doble traducción independiente: inglés-español y español-inglés, con la participación de dos expertos (ver la
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menor a .000. La medida de adecuación de la muestra de Kaiser-Meyer-Olkin fue de .792. Por la prueba de la esfericidad de Bartlett se rechaza la hipótesis nula de matriz identidad o independencia entre todas las variables (χ2=409.894, g.l.=21, p=.000). Se empleó como método de factorización Ejes Principales. Con base en la regla 1 de Kaiser (autovalores mayores a 1) se obtiene un único factor que explican el 38.52% de la varianza total, convergiendo la solución en la sexta iteración. Todos los reactivos saturan con cargas mayores a .40, variando de .44 a .76. Por el contenido de los reactivos, el factor único se puede interpretar como “satisfacción marital”, entendida como una valoración positiva global del cónyuge y la relación. Su consistencia interna por la alfa de Cronbach es de .81 (ver tabla 2 ).
Reactivos Comunalidad Factor Inicial Extracción (1) ¿De qué manera considera usted que su esposa/o satisface sus necesidades?
.480 .398.
(2) En general, ¿hasta qué punto está satisfecho/a con su relación marital? .528 .580. (3) ¿En comparación con la mayoría de las/os esposas/os como calificaría a la/al suya/o?
.445 .505.
(4) ¿Con qué frecuencia desea NO haberse casado con su esposa/o? .235 .197. (5) ¿Hasta qué punto su matrimonio satisface sus expectativas iniciales? .306 .346. (6) ¿Cuánto ama a su esposo/a? .331 .353. (7) ¿Cuántos problemas hay en su relación marital? .299 .318. Autovalor 2. Proporción de varianza total explicada 38.523% Alfa de Cronbach. Tabla 2. – Solución factorial de los 7 reactivos de la Escala de Valoración de la Relación (RAS)
Se procede a comprobar la replicabilidad del modelo unidimensional por medio del Análisis Factorial Confirmatorio. La interpretación de la bondad de ajuste se centra en los diez estadísticos reportados con más frecuencia (Moral, 2006): Error cuadrático medio de aproximación de Steiger-Lind (RMS EA) y residuo estandarizado cuadrático medio (RMS SR), que son estimaciones de la desviación estándar de los residuos, los cuales deben tomar valores menores a .075, y de preferencia menores a .05; los dos índices gamma poblacionales y los dos índices de Joreskog que deben tomar valores mayores a .90 (el índice de ajuste de Joreskog no corregido, de preferencia mayor a .95); el parámetro poblacional y la función de discrepancia que deben tomar valores menores a 3, de preferencia menores a 2 y cuanto más próximos a 0 reflejarán mejor ajuste; y finalmente los tres índices de Bentler que deben ser mayores a .90. Se suele reportar el valor del estadístico chi-cuadrado de ajuste del modelo, no obstante, al ser muy sensible al número de indicadores de la variable latente y el tamaño muestral, suele resultar significativo, es decir, rechaza la hipótesis nula de ajuste. En su lugar se suele tomar el cociente entre el estadístico y sus grados de libertad, cuanto menor sea el valor, refleja mejor ajuste, especialmente al compararse varios modelos competitivos.
La solución convergió en la novena iteración. En conjunto los índices de ajuste se pueden considerar buenos y la estructura replicable. Los 14 parámetros del modelo tienen valores significativamente mayores a 0. El parámetro de no centralidad poblacional y la función de discrepancia toman valores próximos a 0. Estos dos índices se ven favorecidos por el número pequeño de parámetros del modelo. RMS SR y RMS EA toman valores menores a .75 y próximos de .05. Ambos índices gamma poblacionales alcanzan valores por encima de .90. El índice de bondad de ajuste de Joreskog es mayor a .90 y el ajustado queda a un valor
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próximo a .90. Los tres índices de ajuste Bentler son mayores a .90, y como es usual el comparativo alcanza el mejor valor (.976). Los índices de Joreskog son los que se mostraron más débiles. El modelo por el estadístico chi-cuadrado se rechaza (p=.000), pero el cociente entre el estadístico y sus grados de libertad (43.154/14=3.082) está próximo a 3 que es un valor bajo (ver tabla 3).
Estadísticos descriptivos básicos Función de discrepancia. Chi-cuadrado de ML, grados de libertad, prob. χ2=43.154, g.l.=14, p=0. RMS SR. Índices de ajuste no basados en la centralidad (punto medio) Parámetro de no centralidad poblacional. Índice RMS EA de Steiger-Lind. Índice gamma poblacional. Índice gamma poblacional ajustado. Otros índices de ajuste de muestra simple GFI de Joreskog. AGFI de Joreskog. Índice de ajuste normado de Bentler-Bonett. Índice de ajuste no normado de Bentler-Bonett. Índice de ajuste comparativo de Bentler. Tabla 3. – Índices de ajuste para el modelo unidimensional
3.2.- Distribución de RAS
Por la prueba de Kolmogorov-Smirnov (ZK-S =1.757, p=.004), se rechaza la hipótesis nula de ajuste a una curva normal. La distribución de la Escala de Valoración de la Relación (RAS) es ligeramente asimétrica negativa (-.834 ± .172). La distribución se concentra más en los valores superiores a la media. Así, la media de 29.34 queda por debajo de la mediana (30) y la moda (35). La distribución toma el valor máximo de la escala (35), pero no el mínimo de
- El valor mínimo observado fue de 13. No obstante, el perfil de la distribución es mesocúrtico (.427±.342). Precisamente, la desviación estándar fue de 4.490, representando un quinto del recorrido.
3.3.- Validez criterial, convergente y divergente de RAS
La Escala de Satisfacción Marital (ESM) de Pick y Andrade (1988), en la muestra de 100 parejas, presenta una consistencia interna de .80 y su distribución se ajusta a una curva normal (ZK-S =1.214, p=.124). Factorizando por Ejes Principales, con base en el criterio de Cattell y tras una rotación ortogonal por el método Oblimín directo, se definen dos factores que explican el 37% de la varianza total: El primero de satisfacción interaccional-emocional, con una consistencia interna de .74; y el segundo de satisfacción con aspectos no interactivos ni emocionales, con una consistencia de .71.
La Escala de Ajuste Diádico (DAS) de Spanier (1976), en la muestra de 100 parejas, presenta una consistencia interna de .93, se ajusta a una curva normal (ZK-S =1.196, p=.144). Factorizando por Ejes Principales, con base en el criterio de Cattell y tras una rotación ortogonal por el método Oblimín directo, se definen dos factores que explican el 35% de la varianza total: El primer factor de consenso y cohesión afectiva, con una consistencia interna de .91; y el segundo de satisfacción diádica, con una consistencia interna es de .83.
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La escala RAS prueba un modelo unidimensional de la satisfacción general, frente a modelos bi o multifactoriales. Con RAS la satisfacción aparece como una valoración global de la pareja y la relación, ya sea positiva (puntuación alta) o negativa (puntuación baja). La diferencia de modelos entre RAS y ESM puede explicar el tercio de varianza no compartida.
Al trabajar con satisfacción marital autorreportada debe señalarse el fuerte sesgo hacia la deseabilidad social que presentan estas medidas, especialmente si este sesgo en el autorreporte es estimado por una medida específica a la evaluación de la pareja, como la Escala de Engrandecimiento Marital de O’Rourke y Cappeliez (2002), que por una medida general, como la escala de Crowne y Marlowe (1960). En la presente muestra, la correlación de RAS con la Escala de Engrandecimiento Marital de O’Rourke y Cappeliez (2002) es de .667, y con la Escala de Deseabilidad Social de Crowne y Marlowe (1960), de .357. De ahí la importancia de controlar este sesgo. No obstante, en un trabajo anterior (Moral, en prensa) se discutía que la Escala de Engrandecimiento Marital más que un sesgo en el autorreporte puede estar midiendo una estrategia de afrontamiento de las dificultades dentro del matrimonio con idealización del cónyuge, exaltación de los aspectos positivos de la relación, negación de defectos y aminoración de problemas, acompañado de un sentimiento próximo al enamoramiento.
La perspectiva etnopsicológica (Pick y Jones, 1981) es de suma importancia para la comprensión de la idiosincrasia de una cultura y país. Esta plantea que constructos y escalas desarrolladas en poblaciones extranjeras, especialmente de países desarrollados u otras culturas no son aplicables a los países latinos en vías de desarrollo, como México. No obstante, la falta de instrumentos de comparación entre poblaciones puede limitar mucho la inferencia de diferencias y semejanzas, especialmente en un mundo globalizado como es el actual. El contar con instrumentos de uso internacional validados en México puede ser de gran ayuda a la investigación, de ahí la importancia de adaptar instrumentos foráneos y compararlos con los desarrollados dentro. Con la RAS tenemos una escala breve, de 7 reactivos, con buenas propiedades psicométricas y semejantes a las obtenidas en población estadounidense, que se ajusta a una concepción unidimensional de la satisfacción, y que puede ser de gran utilidad en México.
Como limitación del presente estudio debe señalarse el origen de la muestra, población urbana de una ciudad industrial del noreste de México, donde existe una mayor proximidad a la cultura estadounidense. Quizá el resultado no sea el mismo en zonas rurales o el sur del país. Así, con estos datos se pretende estimular estudios que contemplen escalas desarrolladas en países extranjeros, junto con las creadas en México. Se sugiere replicar la investigación con muestras probabilísticas en diversas poblaciones dentro de la república mexicana y en otros países.
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5.- Referencias
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