ARTÍCULO DE
INVESTIGACIÓN
Copyright © 2018
by Psicogente
ISSN 0124-0137
EISSN 2027-212X

Moral de la Rubia, J. (2018). Invarianza por sexo y distribución del Índice de Sasfacción Sexual reducido en una muestra mexicana de rutas aleatorias.
Psicogente 21(40), 337-359. hps://doi.org/10.17081/psico.21.40.2705
Correspondencia de
autores:
jose_moral@hotmail.com
Recibido: 23-03-17
Aceptado: 26-08-17
Publicado: 01-07-18
337







Universidad Autónoma de Nuevo León, Monterrey, México

 El Índice de Sasfacción Sexual de Hudson constuye una medición unidimensional de la sas-
facción sexual empleada en invesgación y clínica. En México, se ha propuesto una forma reducida a 10
ítems del ISS (ISS-10), que ha servido de base a este estudio para aportar nuevas evidencias de validez
cruzada (entre mujeres y hombres) y convergente; describir su distribución y estudiar su relación con seis
variables sociodemográcas.
 Se realizó una invesgación instrumental en la que parciparon 807 personas casadas o en unión
libre de Monterrey, México, a las cuales se les aplicó el ISS-10, la Escala de Valoración de la Relación (RAS),
la Escala de Engrandecimiento Marital (MAS) y otras cuatro escalas entre enero y mayo de 2014, mediante
un muestreo de rutas aleatorias. Se aplicó análisis factorial conrmatorio mulgrupo.
 El modelo de un factor con 10 indicadores mostró invarianza entre mujeres y hombres, pero
las puntuaciones del ISS-10 no siguieron una distribución normal. Además, en la muestra total, la corre-
lación del ISS-10 con la sasfacción con la relación (RAS) fue muy alta (r
S
= .71) y con el engrandecimiento
marital (MAS), alta (r
S
= .56). La edad, los años de casados o en unión libre y la escolaridad presentaron
correlaciones bajas con el ISS-10 (r
S
de .13 a .27). El sexo y el estado civil fueron independientes del ISS-10.
 El Índice de Sasfacción Sexual, como una medición unidimensional de la sasfacción sexual
reducida a 10 indicadores, presenta evidencias de validez; independientemente de que se aplique a hombre
o mujer, y puede ser baremado a parr de puntuaciones de percenl.
 sasfacción sexual, sasfacción con la relación, engrandecimiento marital, validez de las
pruebas, análisis factorial, méxico.

 Hudson’s Index of Sexual Sasfacon is a one-dimensional sexual sasfacon measure, used for
research and clinical pracce. In Mexico, 10 items form (ISS-10) has been proposed. This research aims to
provide new evidences related to cross-validity (among women and men) and convergent validity of ISS-10
form, describing distribuon, and study and also its relaonship with six socio-demographic variables.
 An instrumental research was performed. ISS-10, Relaonship Rang Scale (RAS), Marital
Aggrandizement Scale (MAS) and three other scales were applied; 807 married or cohabing people were
randomly sampled from Monterrey, Mexico between January and May 2014. Mul-conrmatory factorial
group analysis was applied for data analysis.
 The factor model has 10 indicators that show invariance among women and men. ISS-10 scores did
not follow a normal distribuon. In the overall sample, ISS-10 correlated with relaonship sasfacon (RAS)
was very high (r
S
= .71), and with the marital aggrandizement (MAS) also was high (r
S
= .56). Age, years of
marriage or cohabitaon and years of schooling have low correlaon with ISS-10 form (r
S
from .13 to .27).
Sex and marital status were independent based on ISS-10.

Psicogente, 21
338
 The Index of Sexual Sasfacon, considered as key-factor to measure sexual sasfacon was
reduced to 10 indicators, showing that the validity of evidence, is independent of being male or female, and
it can be scaled using percenle scores rank.
 sexual sasfacon, relaonship sasfacon, marital aggrandizement, validity of tests, factor
analysis, mexico.

Actualmente, la posibilidad de disfrutar de una acvidad sexual acorde
con las propias preferencias o deseos, libre de coacción, discriminación y
violencia, se reconoce como un elemento nuclear de la salud sexual (Kismödi,
Congham, Gruskin & Miller, 2015). Este elemento subjevo del disfrute es
la base del concepto de sasfacción sexual, y esta úlma se puede denir
como la respuesta que surge al evaluar los aspectos posivos y negavos
asociados con las propias relaciones sexuales (Daugherty, Julian, Lynch, Chen,
Whipple & Ginsburg, 2016).
Ahora bien, en los estudios sobre la medición de la sasfacción sexual, se
ha idencado un uso predominante de las escalas unidimensionales con
múlples ítems (Mark, Herbenick, Fortenberry, Sanders & Reece, 2014).
Entre estas, una de las más empleadas es el Índice de Sasfacción Sexual
(ISS) de Hudson (1992), que fue desarrollado como una medición global del
desacuerdo sexual y consta de 25 ítems. Fue creado a parr de la experiencia
clínica de los autores, y reeja quejas comunes en los clientes sobre el
componente sexual de su relación de pareja. Presenta, además, alta consis-
tencia interna y validez discriminava (Hudson, 1992), así como bajo sesgo
en relación con la deseabilidad social (Muise, Stanton, Kim & Impe, 2016).
El ISS fue validado en México por Moral (2009a), quien, en una muestra
incidental de 100 parejas, obtuvo una consistencia interna muy alta entre los
25 ítems del ISS (α de Cronbach = .91), aunque el modelo de un factor mostró
mal ajuste a los datos. Por esta razón fue simplicado a 10 indicadores (ítems
1, 2, 7, 8, 9, 10, 12, 16, 22 y 25), conservándose entonces una consistencia
interna muy alta, al empo que mejoró el ajuste y se logró que algunos índices
alcanzaran valores aceptables. En otro estudio para esclarecer la estructura
factorial del ISS, se trabajó con una muestra constuida por 807 parci-
pantes, seleccionados mediante muestreo de rutas al azar; en este caso se
analizaron los datos a través de técnicas adecuadas para variables ordinales,
como las correlaciones policóricas, el coeciente alfa ordinal y el método de
mínimos cuadrados libres de escala; de manera paralela, se calculó la validez
convergente y discriminante de los factores. Los análisis validaron el modelo

Psicogente, 21
339
simplicado de un factor con 10 indicadores, aunque en lugar del ítem 7 se
introdujo el ítem 3, al resultar mejor indicador. El ajuste a los datos fue bueno
2
/gl = 1.108, GFI = 0.996, AGFI = 0.994, NFI = 0.995, RFI = 0.993, CFI = 0.999
y SRMR = 0.042) y el factor único mostró consistencia interna muy alta
ordinal = 0.94), así como validez convergente (coeciente ω de McDonald =
0.97 y varianza media extraída = 0.65).
En este segundo estudio de validación del ISS (Moral, 2016), se comprobó
la invarianza de los modelos factoriales, dividiendo de forma aleatoria la
muestra en dos mitades, aunque no se contrastó la invarianza entre ambos
sexos, a pesar de que existen diferencias en sasfacción sexual entre mujeres
y hombres, y estas diferencias podrían ser relevantes (Castellanos, Álvarez,
Ruiz & Pérez, 2013). En una revisión sistemáca, Sánchez, Santos y Sierra
(2014) hallaron que una menor sasfacción se asocia con el hecho de ser
mujer, pero esta asociación es más signicava y consistente en muestras
clínicas que en muestras de población general o no clínicas; asimismo,
señalan que la inmidad emocional ene más impacto en la sasfacción
sexual de las mujeres que en la de los hombres, al concebir la sexualidad
como una prácca que rebasa lo biológico y se redene en lo sociocultural
(Ahumada, Lüges, Molina & Torres, 2014; Armenta-Hurtarte, Sánchez-
Aragón & Díaz-Loving, 2014).
Por su parte, Veit, Stulhofer y Hald (2016) observaron que la falta de inmidad
sexual es un determinante de mayor uso de medios de comunicación sexual-
mente explícitos en hombres, pero no en mujeres. Y en un estudio longitu-
dinal, Leavi, McDaniel, Maas y Feinberg (2016) encontraron que el estrés
parental inuye en la sasfacción sexual de la madre, pero no en la del padre.
Los autores atribuyen estos resultados a los roles socialmente construidos
para ambos géneros en la sociedad y, parcularmente, en la familia, así como
a alteraciones en la relación de pareja ante el estrés sufrido por la madre.
En una línea de invesgación llevada a cabo con estudiantes universitarios
colombianos, Díaz, Bulla y Moreno (2016) encontraron que el exceso de
tareas y la falta de empo generaban más quejas de faga, falta de deseo y
sasfacción sexual en las mujeres que en los hombres, por lo que el estrés
académico afectaba más a las mujeres que a los hombres. Por otra parte,
en estudiantes universitarios argennos, hallaron que la asociación de la
percepción de inmidad con la sasfacción sexual y con la relación era mayor
en mujeres que en hombres.

Psicogente, 21
340
Aunque el sexo es un correlato signicavo de la sasfacción marital, mayores
efectos aún enen la edad y la duración de la relación; de modo que la sas-
facción sexual disminuye al relacionarse con una mayor edad y más años de
matrimonio (Fallis, Rehman, Woody & Purdon, 2016; Sánchez et al., 2014).
También el mayor número de hijos ene un efecto decrementador (McNulty,
Wenner & Fisher, 2016). En contraposición con lo anterior, la asociación de
una mayor escolaridad con una mayor sasfacción sexual varía en su signi-
cación de un estudio a otro (Kerey & Carpenter, 2015), mientras que el
hecho de que las parejas estén casadas o vivan en unión libre no parece tener
efecto signicavo (Sánchez et al., 2014).
Diversos estudios han hallado relación entre la sasfacción sexual y la sas-
facción marital, con asociaciones altas tras eliminar los ítems de contenido
sexual en las escalas de sasfacción marital. Moral (2011) halló correlaciones
moderadas entre la sasfacción sexual y el engrandecimiento marital tanto
en hombres como en mujeres, y observó que un componente de enamora-
miento (denido por ajuste diádico, sasfacción con la relación y engrande-
cimiento marital) predecía la sasfacción sexual con un tamaño de efecto
mediano; asimismo, Liu, Wang y Jackson (2017) y Zhou, Chiu y Chui (2017)
corroboraron en parejas chinas la importancia del engrandecimiento marital
en la sasfacción con la relación de pareja, incluida la vida sexual.
Debido a la ulidad que proporciona en los estudios de salud sexual y pareja
contar con una medición breve y válida de la sasfacción sexual (Ahumada
et al., 2014; Díaz et al., 2016), el propósito del presente trabajo consisó en
aportar nuevas pruebas de validez del ISS como una medición unidimensional
de la sasfacción sexual reducida a 10 indicadores (ISS-10) y describir su distri-
bución en parejas. Como objevos se plantearon: contrastar la invarianza del
modelo de un factor entre ambos sexos; describir la distribución del ISS-10;
aportar pruebas de validez convergente en relación con la sasfacción con
la relación y el engrandecimiento marital; y comprobar el efecto del sexo, la
edad, el empo de casados o unión libre, el número de hijos, la escolaridad y
el estado civil sobre las puntuaciones en el ISS-10.
Se esperaba que el modelo de un factor mostrase buenas propiedades de
invarianza entre ambos sexos; una distribución con asimetría hacia el polo de
la sasfacción, como aparece en las escalas que evalúan aspectos de sas-
facción con la relación de pareja o familiar (Cheng & Smyth, 2015; Moral,
2009b); una asociación posiva y alta con la sasfacción con la relación
(McNulty et al., 2016; Sánchez et al., 2014) y en menor cuana con el engran-

Psicogente, 21
341
decimiento marital (Liu et al., 2017; Moral, 2011; Zhou et al., 2017); un
tamaño de efecto mediano o pequeño sobre el ISS-10 de la edad, el empo
de casados o en unión libre y el número de hijos, pero pequeño o trivial del
sexo, el estado civil y la escolaridad (Fallis et al., 2016; Kerey & Carpenter,
2015; Sánchez at al., 2014).


El presente estudio es una invesgación instrumental. En esta categoría se
incluyen los estudios enfocados en el desarrollo de pruebas, incluyendo su
diseño y adaptación (Ato, López & Benavente, 2013). Para estudiar aspectos
de consistencia interna, invarianza factorial entre sexos y distribución de la
escala, se usó un diseño ex post facto transversal, al no requerirse manipu-
lación de variables ni seguimiento de casos (Breakwell, Smith & Wright, 2012).

Los criterios de inclusión en la invesgación fueron: tener al menos 18
años, estar casado o vivir en unión libre con una pareja del sexo opuesto,
residir en la ciudad de Monterrey (México), saber leer y escribir, y prestar el
consenmiento informado. Los criterios de eliminación fueron: tramitación
incompleta del cuesonario e informar que la pareja estuvo presente en el
momento de ser contestado, leyendo o preguntando por las respuestas.
Se empleó el muestreo de rutas al azar, recolectándose en total una muestra
de 807 parcipantes con todos sus datos completos. De ellos, 431 (53.4 %)
fueron mujeres y 376 (46.6 %) hombres, sin diferencia de frecuencia estadís-
camente signicava entre ambos sexos por la prueba binomial (p = 0.057).
Con respecto al estado civil, 727 (90 %) de los 807 parcipantes indicaron
estar casados y 80 (10 %) en unión libre. La media de años de convivencia
fue de 11.61 (DE = 9.33), variando de 6 meses a 43 años. Por otra parte, de
las 807 personas encuestadas, 677 (84 %) dijeron tener hijos y 130 (16 %),
no. La media de hijos fue de 1.99 (DE = 1.30), variando de 0 a 9. La media de
edad fue 35.40 años (DE = 10.41) y la mediana 34, variando de 18 a 94 años.
La mediana de escolaridad (Mdn = 2) correspondió a secundaria (de siete a
nueve años de escolaridad) y la media (M = 2.51) quedó entre estudios de
secundaria y media superior (en torno a 10 años de escolaridad). La mediana
y la media de ingreso mensual de la familia correspondieron al rango de 6000
a 11.999 pesos. Con respecto a la religión, 662 de los 807 parcipantes (82 %)

Psicogente, 21
342
dijeron ser crisanos católicos, 76 (9.4 %) crisanos no católicos, 13 (1.6 %)
pertenecer a otras religiones y 56 (6.9 %). a ninguna.
En la población total de Monterrey se reporta 98 hombres por cada 100
mujeres, una mediana de 34 al eliminar al 31 % de la población menor de
18 años, una media de 9.5 años de escolaridad (entre primer semestre y
segundo de educación media superior), una media de ingresos mensuales
de 6.700 pesos mexicanos, una media de 2 hijos, y el 83 % de la población
con aliación religiosa crisana católica, 7.4 % crisana no católica, 2.5 % de
otra religión y 6.9 % sin religión (Instuto Nacional de Estadísca, Geograa
e Informáca, 2015). Estos datos poblacionales son estadíscamente equiva-
lentes a los de la muestra en la frecuencia de ambos sexos
2
[1, N = 807] =
1.87, p = 0.171), de la aliación religiosa (χ
2
[3, N = 807] = 7.13, p = 0.068) y
en la media de hijos (t [806] = -0.27, p = 0.787), o muy semejantes, como en
la mediana de edad, de escolaridad y de ingresos. Si se reduce la población
de la zona metropolitana de Nuevo León a la de adultos casados y en unión
libre, se tendría 89 % casados y 11 % en unión libre, esto es, nueve personas
casadas por cada persona en unión libre, lo que es un porcentaje equivalente
al muestral (χ
2
[1, N = 807] = 0.97, p = 0.324).

Como ya se ha dicho, el Índice de Sasfacción Sexual (ISS; Hudson, 1992) fue
adaptado a la población mexicana por Moral (2009a). Está integrado por 25
ítems po Likert con un recorrido de uno a siete, y por tres categorías ordenadas
en cada polaridad (sasfacción-insasfacción) y una intermedia: 1 = en ningún
momento, 2 = en muy raras ocasiones, 3 = algunas veces, 4 = parte del empo,
5 = buena parte del empo, 6 = la mayor parte del empo, y 7 = en todo
momento. Doce de los 25 ítems están redactados en sendo de la sasfacción
sexual (1, 2, 3, 9, 10, 12, 16, 17, 19, 21, 22 y 23) y los otros 13 en sendo de la
insasfacción sexual. Conforme a los resultados del estudio de Moral (2016),
se eliminaron quince ítems (cuatro de sasfacción y once de insasfacción),
resultando el ISS-10. Las puntuaciones en el ISS-10 se obenen al sumar los
ítems 1, 2, 3, 8, 9, 10, 12, 16, 22 y 25, tras haber inverdo las puntuaciones en
los ítems 8 y 25 (8 - valor de respuesta al ítem), y dividiendo por el número de
ítems sumados: ISS-10 = (ítem1 + ítem2 + ítem3 + [8 - ítem8] + ítem9 + ítem10
+ ítem12 + ítem16 + ítem22 + [8 - ítem25]) / 10. El rango del ISS-10 varía en un
intervalo connuo de 1 a 7, de modo que una mayor puntuación reeja más
sasfacción sexual. La consistencia interna de los 10 ítems fue muy alta con un
coeciente α ordinal de .94 en la presente muestra (Moral, 2016).

Psicogente, 21
343
La Escala de Valoración de la Relación (RAS) (Hendrick, 1988) fue adaptada
a población mexicana por Moral (2015). Está integrada por siete ítems
po Likert con un rango ordinal de respuestas de uno a cinco. Las puntua-
ciones en la RAS se obenen por suma simple de los ítems. Dos ítems están
redactados en sendo contrario a la sasfacción con la relación (ítems 4
y 7), por lo que, antes de ser sumados, hay que inverr sus puntuaciones
(6 - valor de respuesta al ítem). El rango de la escala varía de 7 a 35. Una
mayor puntuación reeja una mayor sasfacción con la relación de pareja.
En la muestra mexicana, que corresponde a la del presente estudio, la
consistencia interna de la RAS por sexo fue: en mujeres ordinal = 0.94)
y hombres ordinal = 0.92). El análisis paralelo de Horn y la prueba de
la correlación parcial media mínima de Velicer sugirieron una solución de
un factor. El modelo de un factor (con una correlación entre los residuos
de los dos ítems inversos) tuvo buen ajuste a los datos y sus propiedades
de invarianza por sexo fueron aceptables en cuanto al método de mínimos
cuadrados no ponderados (Moral, 2015).
Por úlmo, la Escala de Engrandecimiento Marital (MAS) (O’Rourke &
Cappeliez, 2002) fue adaptada a la población mexicana por Moral (2009b).
Evalúa el posible sesgo de exagerar las cualidades posivas y minimizar las
negavas al momento de reportar la sasfacción con la relación y la pareja.
Consta de 18 ítems po Likert en un rango de respuestas de 1 totalmente en
desacuerdo a 7 totalmente de acuerdo. Catorce de sus 18 ítems están redac-
tados en atención al rasgo del engrandecimiento, y cuatro en sendo opuesto
(ítems 2, 11, 13 y 17). Conforme a los resultados del estudio de Moral (2016),
se eliminaron cuatro ítems (el ítem directo 7 y los ítems inversos 11, 13 y 17),
con lo que resultó la MAS-14. Las puntuaciones en la MAS-14 se obenen al
sumar el valor numérico que corresponde a la respuesta dada a cada ítem,
tras inverr este valor en el ítem 2 (8 - valor de respuesta), y dividiendo por
el número de ítems sumados (14), lo que proporciona puntuaciones en un
rango connuo de 1 a 7. En la presente muestra, la MAS-14 tuvo una consis-
tencia interna alta (α ordinal = 0.87); y el modelo de un factor con 14 indica-
dores y todos sus residuos de medida independientes tuvo buen ajuste a los
datos y adecuadas propiedades de invarianza entre ambos sexos. La distri-
bución de la MAS-14 mostró sin embargo una ligera asimetría negava, no
ajustándose a una curva normal.

De forma aleatoria se seleccionaron 81 direcciones a parr de la Guía Roji
(dos direcciones por encuestador) y cada dirección se tomó como punto

Psicogente, 21
344
de parda de un inerario. A su vez, en cada inerario se recolectaron 10
unidades (prestado el consenmiento informado y con datos completos).
Se buscó que fueran cinco mujeres y cinco hombres independientes (uno
por casa) en cada inerario. El encuestador tocaba el mbre o puerta de la
casa. Si esta era abierta, se presentaba como un ayudante de invesgación,
se informaba de los objevos del estudio (estudio sobre dinámica de la vida
marital o de convivencia por medio de un cuesonario), del responsable del
mismo y criterios de inclusión. Si la persona deseaba parcipar voluntaria-
mente y sasfacía los criterios de inclusión, se dejaba un cuesonario para
recogerlo media hora después o cuando lo indicase la persona. Se instruía que
debía contestarlo a solas, sin que su pareja leyese las preguntas o respuestas.
Al recogerlo, se preguntaba si la pareja había estado presente a la hora de
contestar y sí había visto sus respuestas; en caso de que así hubiese sucedido
las respuestas respecvas no se incluían en la base de datos. En caso de que
no, se revisaba que estuviera contestado; si había preguntas sin respuesta, se
pedía amablemente que completara el instrumento.
Los entrevistadores fueron alumnos de primer semestre de la Facultad de
Psicología de la Universidad Autónoma de Nuevo León (UANL) que cursaban
la materia de Invesgación en Psicología. Recibieron entrenamiento por
parte del responsable del proyecto de invesgación para colectar los casos y
fueron compensados con puntos extras en su calicación.
Para determinar el tamaño de la muestra se usó la fórmula de población
de tamaño innito o desconocido, al ser el tamaño poblacional mayor que
100.000 (García, Reding & López, 2013). Así, bajo un modelo de curva normal,
si se desea esmar la media del ISS con una desviación estándar esperada
de 14.64 en un rango de 0 a 100 (Moral, 2009a) y con un error absoluto de
esmación de 1.011, se requeriría una muestra mínima de 806 individuos.
La proporción de respuesta fue aproximadamente de 7 por cada 10 casas
contactadas. Se eliminaron 44 cuesonarios por datos incompletos. Junto a
los tres instrumentos usados en el presente arculo, se administraron cuatro
escalas que evalúan actud hacia la indelidad, indelidad, afecto posivo y
negavo y depresión, cuyos datos serán analizados en posteriores trabajos.
Todos los cuesonarios aplicados terminaban con la escala de depresión, a
n de evitar el posible sesgo hacia una autoevaluación negava que pudiera
inducir. Permutando los seis instrumentos restantes se denieron 720
secuencias. Se aplicaron cada una de estas 720 secuencias, y se escogieron

Psicogente, 21
345
al azar 131 de ellas para completar la muestra (807 completos y 44 incom-
pletos). La muestra fue reclutada de enero a mayo de 2014.
El estudio fue aprobado en sus aspectos écos por el Comité de Doctorado,
autoridad pernente dentro de la Facultad de Psicología de la UANL, a pesar
de no formar parte de ninguna tesis doctoral, debido a que fue somedo
de forma extraordinaria por el responsable del estudio para cumplir requi-
sitos del programa de nanciamiento, que estuvo en cabeza del Programa
de Apoyo a la Invesgación Cienca y Tecnológica de la UANL. En la primera
hoja del cuesonario, se solicitó el consenmiento informado de los par-
cipantes, garanzándose el anonimato de las respuestas y se informó sobre
la idendad del responsable del estudio, con quien se podía contactar por
correo electrónico para cualquier cuesón suscitada por el estudio. No se
solicitó ningún dato de idencación personal. De este modo, se respetaron
las normas écas de invesgación de la Secretaría de Salud (2013), Sociedad
Mexicana de Psicología (2007) y Asociación Americana de Psicología (2016).

Para comprobar la invarianza del modelo de un factor entre ambos sexos, se
usó análisis factorial conrmatorio mulgrupo. Se denieron cuatro modelos
anidados en restricciones. La función de discrepancia se esmó por mínimos
cuadrados libres de escala (SLS), y el ajuste se valoró usando la chi-cua-
drada relava
2
/gl), la prueba de muestreo repevo de Bollen-Sne con
la extracción de 500 muestras (p
BS
), el índice de bondad de ajuste sin ajustar
(GFI) y ajustado (AGFI), el índice normado de ajuste (NFI), el índice relavo de
ajuste o coeciente ρ
1
de Bollen (RFI), el índice comparavo de ajuste (CFI) y
el residuo estandarizado cuadráco medio (SRMR). Siguiendo a Byrne (2016),
se consideraron valores de buen ajuste: χ2/gl 2, pBS > 0.05, GFI, NFI, RFI y
CFI 0.95, AGFI 0.90 y SRMR 0.05; y adecuados: χ2/gl 3, pBS > 0.01, GFI,
NFI, RFI y CFI 0.90, AGFI 0.85 y SRMR < 0.10. Se interpretó que la bondad de
ajuste de un modelo es mayor que la del otro cuando│Δχ2│/│Δgl│ > 3 y ΔGFI,
ΔNFI, ΔCFI y ΔRFI > 0.01 (Byrne, 2016). La equivalencia de parámetros entre
las dos muestras se determinó por el solapamiento de los intervalos con una
conanza de 95 %, en tanto que los intervalos se calcularon por el método de
percenles corregidos de sesgo con la extracción de 500 muestras, y por este
mismo método se contrastó la signicación de los parámetros.
El ajuste a una distribución normal se contrastó por la prueba de
Kolmogorov-Sminrnov-Lilliefors. Y debido a la falta de normalidad, la compa-
ración de medias por sexo y estado civil se realizó mediante la prueba U de

Psicogente, 21
346
Mann-Whitney y el tamaño del efecto se esmó por medio del coeciente
de correlación, usando la siguiente fórmula: r = Z
U
/(N)
1/
2 (Kerby, 2014). La
relación del ISS-10 con la RAS, y la MAS-14, edad, años de casados o en unión
libre, número de hijos y escolaridad se esmó por el coeciente de corre-
lación por rangos de Spearman (rS). La sustanvidad de la relación del ISS-10
se comprobó con la RAS, parcializando la MAS-14; con la MAS, parcializando
la RAS; y con las seis variables demográcas, parcializando la MAS-14 y la
RAS. Para este objevo se usó la fórmula de parcialización de Fisher, intro-
duciendo coecientes de correlación de rangos de Spearman: rp = rS 12•3 =
(rS 12 - rS 13 * rS 23) / ([1- rS 132]1/2 * [1- rS 132]1/2)) (Corder & Foreman,
2014). A parr de ello, los valores de rS y rp menores de 0.10 se interpre-
taron como un tamaño de efecto o fuerza de asociación trivial, así: de 0.10 a
0.299 pequeño, de 0.30 a 0.499 mediano, de 0.50 a 0.699 grande y mayores
que 0.70, muy grande (Corder & Foreman, 2014). Se comprobaron efectos de
interacción del sexo con las otras variables demográcas sobre el ISS-10 por
la prueba de rangos alineados (Oliver, González & Rosel, 2014). Los cálculos
se realizaron con SPSS versión 22, el menú R versión 2.4 para SPSS22, y los
programas de Excel 2007 y AMOS versión 16.

El autor declara que en desarrollo de este trabajo no se presentó ningún
conicto de intereses.



En general, los índices del modelo sin restricciones mostraron buen ajuste,
salvo la prueba de Bollen-Sne que reejó un ajuste aceptable (p
BS
= 10/499
= 0.020). Igual ocurrió en el modelo con restricciones en los pesos de medida
(p
BS
= 11/499 = 0.022). La equivalencia de la bondad de ajuste entre estos dos
modelos fue buena por ΔGFI, ΔNFI, ΔCFI y ΔRFI, y aceptable por │Δχ2│/│Δgl│.
En el modelo con restricciones en la varianza estructural, la bondad de ajuste
fue buena por seis de los ocho y aceptable por χ
2
/gl y SRMR. Y el modelo con
restricciones en las varianzas de los residuos, la bondad de ajuste fue buena
por todos los índices, salvo aceptable por χ
2
/gl. La equivalencia de la bondad
de ajuste entre estos dos úlmos modelos fue buena como evidencian los
cinco índices diferenciales (Tabla 1). En todos estos modelos, los residuos de
medida se especicaron de forma independiente.

Psicogente, 21
347
Tabla 1
Índices de bondad de ajuste en el contraste mulgrupo (mujeres y hombres)

ANIDADOS




Bueno
Aceptable
SR
RRM
χ2 102.739 128.841 183.956 192.531
gl 70 79 80 90
χ2/gl ≤ 2 ≤ 3 1.468 1.631 2.299 2.139
pBS > 0.05 > 0.01 0.020 0.022 0.062 0.072
GFI ≥ 0.95 ≥ 0.90 0.994 0.993 0.990 0.989
AGFI ≥ 0.90 ≥ 0 .85 0.991 0.990 0.986 0.987
NFI ≥ 0.95 ≥ 0.90 0.993 0.991 0.987 0.986
CFI ≥ 0.95 ≥ 0 90 0.998 0.996 0.992 0.993
RFI ≥ 0.95 ≥ 0.90 0.990 0.989 0.985 0.986
SRMR ≤ 0.05 ≤ 0.09 0.039 0.045 0.057 0.050
SR
│Δχ2│/│Δgl│ ≤ 2 ≤ 3 2.900 8.122 4.490
ΔGFI < 0.01 0.001 0.004 0.005
ΔNFI < 0.01 0.002 0.006 0.006
ΔCFI < 0.01 0.001 0.005 0.005
ΔRFI < 0.01 0.001 0.005 0.004
RPM
│Δχ2│/│Δgl│ ≤ 2 ≤ 3 55.115 5.790
ΔGFI < 0.01 0.003 0.004
ΔNFI < 0.01 0.004 0.005
ΔCFI < 0.01 0.004 0.004
ΔRFI < 0.01 0.004 0.003
RVC
│Δχ2│/│Δgl│ ≤ 2 ≤ 3 0.858
ΔGFI < 0.01 0.001
ΔNFI < 0.01 0.001
ΔCFI < 0.01 -0.001
ΔRFI < 0.01 -0.001
 431 mujeres y 376 hombres. Método: Mínimos Cuadrados Libres de Escala. Modelos anidados:
SR = sin restricciones, RPM = con restricciones en los pesos de medida, RVE = con restricción en la
varianza estructural y RRM = con restricciones en las varianzas de los residuos de medida.
Todos los parámetros fueron signicavos y equivalentes entre mujeres y
hombres con una p > 0.05, como reeja el solapamiento de los intervalos
esmados. El tamaño de efecto del factor sobre sus 10 indicadores (λ) varió
de grande (ítem 8) a muy grande (restantes ítems), con una varianza media
extraída mayor que 0.50 y una abilidad compuesta (por el coeciente omega
de McDonald) mayor que 0.80 en todos los modelos y en las dos muestras.
En la Tabla 2 pueden apreciarse los parámetros del modelo sin restricciones
en mujeres y hombres.

Psicogente, 21
348
Tabla 2
Parámetros del modelo sin constricciones
VAR.








1 0.815** [0.747, 0.867] 0.813** [0.764, 0.853] 0.893** [0.655, 1.163] 0.859** [0.710, 1.051]
2 0.887** [0.851, 0.913] 0.852** [0.808, 0.891] 0.624** [0.486, 0.779] 0.726** [0.560, 0.942]
3 0.856** [0.821, 0.888] 0.868** [0.831, 0.899] 0.942** [0.755, 1.168] 0.753** [0.593, 0.939]
8 -0.603** [-0.693, -0.493] -0.553** [-0.657, -0.446] 1.676** [1.289, 2.205] 1.705** [1.307, 2.271]
9 0.765** [0.700, 0.817] 0.779** [0.723, 0.828] 1.435** [1.142, 1.791] 1.301** [1.017, 1.691]
10 0.847** [0.803, 0.884] 0.795** [0.741, 0.841] 0.954** [0.735, 1.187] 1.152** [0.901, 1.425]
12 0.856** [0.800, 0.899] 0.861** [0.806, 0.899] 0.986** [0.717, 1.394] 0.864** [0.653, 1.234]
16 0.846** [0.799, 0.880] 0.773** [0.704, 0.827] 1.075** [0.858, 1.371] 1.400** [1.076, 1.837]
22 0.736* [0.647, 0.789] 0.820** [0.769, 0.857] 1.303** [1.033, 1.717] 0.871** [0.708, 1.117]
25 -0.704** [-0.767, -0.611] -0.546** [-0.661, -0.427] 1.220** [0.937, 1.644] 1.937** [1.460, 2.616]
S2F [IC del 95 %] S2F [IC del 95 %]
F 1.761** [1.411, 2.139] 1.668** [1.328, 2.009]
 431 mujeres y 376 hombres. Método para esmar los parámetros: Mínimos Cuadrados
Libres de Escala. Método para calcular los intervalos de conanza: percenles corregidos de sesgo. Var.
= variables, λ = peso estructural, S2δ = varianza del residuo, S2 = varianza del factor, IC = intervalo de
conanza y F = factor único.

La media del ISS-10 fue de 5.33 (IC del 95: 5.23, 5.43) con un rango de 1 a 7
y su desviación estándar de 14.04. La distribución de las puntuaciones en el
ISS-10 presentó asimetría negava (A = -0.88, IC del 95: -1.05, -0.71), y no se
ajustó a una curva normal (max│D│ = 0.14, p < 0.001). Sus deciles y cuarles
se pueden ver en la Tabla 3.
Tabla 3
Deciles y cuarles del ISS-10 (con un rango de 1 a 7)











N
807
285
230
220
72
402
405
D1 = P10
3.3
3.9
3.4
2.9
2.4
3.6
2.9
D2 = P20
4.1
4.9
4.0
3.7
3.5
4.6
3.8
Q1 = P25 4.4 5.1 4.4 3.9 3.8 4.975 4.0
D3 = P30
4.7
5.3
4.63
4.2
4.1
5.2
4.3
D4 = P40 5.2 5.9 5.3 4.6 4.6 5.7 4.8
Q2 = D5 = P50
5.8
6.2
5.8
5.1
5.2
6.1
5.3
D6 = P60
6.1
6.4
6.1
5.5
5.7
6.3
5.8
D7 = P70 6.3 6.6 6.4 6.0 5.9 6.6 6.1
Q2 = P75
6.4
6.7
6.5
6.2
6.0
6.6
6.2
D8 = P80 6.6 6.7 6.6 6.3 6.2 6.7 6.3
D9 = P90
6.9
7.0
6.9
6.6
6.4
6.9
6.7
N = tamaño de la muestra, D = Deciles, Q = cuarles y P = Percenles.

Psicogente, 21
349

En la muestra total y de mujeres, la correlación entre el ISS-10 y la RAS fue
muy alta, y en la de hombres, alta. En las tres muestras, la correlación entre
el ISS-10 y la MAS-14 fue también alta. Todas ellas fueron signicavas (Tabla
3). Así, al calcular los errores estándar de los coecientes de correlación con
la fórmula: EE = ([1 - r
S
2
]/ [n - 2])
1/2
) y denir intervalos de conanza del 95 %
(r
S
± t
n-2
* EE), se observó un claro solapamiento de los valores entre mujeres
y hombres, indicando equivalencia estadísca con una p > 0.05 (Tabla 4).
Debido a que el engrandecimiento marital constuye una potencial fuente de
sesgo, su efecto sobre la sasfacción con la relación se controló. No obstante,
tras parcializar la varianza de la MAS-14, la correlación entre el ISS-10 y la
sasfacción con la relación (RAS) siguió siendo signicava, alta y posiva en
las tres muestras, con una varianza comparda mayor que 27 % y menor que
35 % (Tabla 4).
A su vez, al parcializar la varianza de la sasfacción con la relación (RAS),
en la correlación entre el ISS-10 y la MAS-14, esta correlación siguió siendo
signicava y posiva, aunque disminuyó a baja en las tres muestras, con una
varianza comparda mayor que 3 % y menor que 5 % (Tabla 4).
Tabla 4
Correlaciones por el coeciente de rangos de Spearman






rS [IC del 95 %]
rS [IC del 95 %]
rS [IC del 95 %]
RAS
0.713*** [0.664, 0.762]
0.732*** [0.667, 0.797]
0.690*** [0.616, 0.764]
MAS-14 0.559*** [0.502, 0.616] 0.565*** [0.487, 0.643] 0.556*** [0.471, 0.641]
Edad
-0.262*** [-0.329, -0.195]
-0.296*** [-0.387, -0.205]
-0.220*** [-0.319, -0.121]
Tiempo de casados
-0.267*** [-0.334, -0.200]
-0.271*** [-0.362, -0.180]
-0.266*** [-0.364, -0.168]
Número de hijos -0.246*** [-0.313, -0.179] -0.263*** [-0.355, -0.171] -0.225*** [-0.324, -.0126]
Escolaridad
0.130*** [0.061, 0.199]
0.135** [0.041, 0.229]
0.129* [0.028, 0.230]
Parcializando la MAS-14
RAS
0.560*** [0.503, 0.617]
0.586*** [0.509, 0.663]
0.526*** [0.440, 0.612]
Edad -0.269*** [-0.336, -0.202] -0.291*** [-0.382, -0.200] -0.236*** [-0.335, -0.137]
Tiempo de casados
-0.250*** [-0.317, -0.183]
-0.240*** [-0.332, -0.148]
-0.266*** [-0.364, -0.168]
Número de hijos
-0.195*** [-0.263, -0.127]
-0.208*** [-0.301, -0.115]
-0.174*** [-0.274, -0.074]
Escolaridad 0.080* [0.011, 0.149] 0.088ns [-0.007, 0.183] 0.082ns [-0.019, 0.183]
Parcializando la RAS
MAS-14 0.197*** [0.129, 0.265] 0.189*** [0.096, 0.282] 0.215*** [0.116, 0.314]
Edad
-0.321*** [-0.387, -0.255]
-0.326*** [-0.416, -0.236]
-0.319*** [-0.415, -0.223]
Tiempo de casados
-0.305*** [-0.371, -0.239]
-0.305*** [-0.395, -0.215]
-0.318*** [-0.414, -0.222]
Número de hijos -0.196*** [-0.264, -0.128] -0.227*** [-0.319, -0.135] -0.167** [-0.267, -0.067]
Escolaridad
0.091** [0.022, 0.160]
0.090ns [-0.005, 0.185]
0.099ns [-0.002, 0.200]




Psicogente, 21
350

La tendencia central de la distribución del ISS-10 fue estadíscamente equiva-
lente (Z
U
= -0.93, p = 0.352; r = -0.03) entre mujeres (M = 5.35 [IC del 95: 5.21,
5.49]: Mdn = 5.8 [Q
1
= 4.5, Q
2
= 6.5]) y hombres (M = 5.31 [IC del 95: 5.17,
5.45]: Mdn = 5.8 [Q
1
= 4.4, Q
2
= 6.4]). Por tanto, el sexo y la sasfacción sexual
fueron dos variables independientes.
El estado civil (casados y en unión libre) tampoco tuvo efecto sobre la sas-
facción sexual (ISS-10) en la muestra total (Z
U
= -0.225, p = 0.822; r = -0.008);
concretamente, en la de mujeres (Z
U
= -0.102, p = 0.918; r = -0.005) y en la de
hombres (Z
U
= -0.159, p = 0.874; r = -0.008).
La edad presentó correlaciones signicavas, bajas y negavas con la sas-
facción sexual (ISS-10) en las tres muestras, con varianzas compardas
mayores que 4 % y menores del 9 % (Tabla 3). Además, en las tres muestras,
estas correlaciones permanecieron signicavas, bajas y negavas tras
parcializar el engrandecimiento marital (MAS-14), con varianzas compar-
das mayores que 5 % y menores que 9 %, incrementándose ligeramente
en la muestra total y en la de hombres. Tras parcializar la sasfacción con
la relación (RAS), las correlaciones aumentaron y pasaron a ser moderadas,
con varianzas compardas mayores que 10 % y menores que 11 % (Tabla 3).
Denidos cuatro grupos de edad (18-29, 30-39, 40-49 y ≥ 50), se contrastó el
efecto de interacción entre el sexo y la edad sobre el ISS-10 por la prueba de
rangos alineados, y este no resultó signicavo (F [3, 799] = 0.153, p = 0.928;
η
2
= 0.001). En la Tabla 3, se puede ver el cálculo de los deciles y cuarles de
los cuatro grupos de edad.
El empo que lleva la pareja casada o en unión libre presentó correlaciones
signicavas, bajas y negavas con la sasfacción sexual (ISS-10) en las
tres muestras, con varianzas compardas mayores que 7 % y menores que
8 %. Tras parcializar el engrandecimiento marital (MAS-14), práccamente
no variaron las correlaciones, sino que disminuyeron muy ligeramente
en la muestra total y en la de mujeres. No obstante, al parcializar la sas-
facción con la relación (RAS), las correlaciones se incrementaron y pasaron
a ser moderadas, resultando las varianzas compardas mayores que 9 % y
menores que 11 % (Tabla 3). Denidos dos grupos con base en la mediana (9
años), el efecto de interacción sexo-empo de casados/unión libre sobre el
ISS-10 no fue signicavo (F [1, 803] = 0.068, p = 0.795; η
2
< 0.001). En la tabla
3 se puede ver el cálculo de los deciles y cuarles de los dos grupos de años
de casados o en unión libre (≤ 9 y > 9).

Psicogente, 21
351
El número de hijos presentó correlaciones signicavas, bajas y negavas con
la sasfacción sexual (ISS-10) en las tres muestras, con varianzas compardas
mayores que 5 % y menores que 7 %. Tras parcializar el engrandecimiento
marital (MAS-14) o la sasfacción con la relación (RAS), estas correlaciones
descendieron, pero siguieron siendo signicavas, negavas y bajas (Tabla
3). Denidos cinco grupos (0 hijos, 1, 2, 3 y 4), el efecto de interacción
sexo-número de hijos no fue signicavo (F [4, 797] = 0.543, p = .704; η
2
=
0.003).
La escolaridad presencorrelaciones signicavas, bajas y posivas con la
sasfacción sexual (ISS-10) en las tres muestras, con varianzas compardas
mayores que 1 % y menores que 2 %. Tras parcializar el engrandecimiento
marital (MAS-14) o la sasfacción con la relación (RAS), estas correlaciones
descendieron y dejaron de ser signicavas en mujeres y hombres (Tabla 3).
El efecto de interacción sexo-escolaridad sobre el ISS-10 no fue signicavo
(F [4, 797] = 0.393, p = .814; η
2
= 0.002).

Un primer objevo del estudio consisó en contrastar la invarianza del modelo
de un factor (con 10 indicadores) entre ambos sexos, usando el método de
modelos anidados con restricciones crecientes, es decir, imponiendo que la
esmación del parámetro sea la misma en las dos muestras (Byrne, 2016).
De acuerdo con la expectava (Moral, 2009a), este modelo mostró buenas
propiedades de invarianza con base en tres criterios: 1) la equivalencia de
los parámetros de las cargas factoriales, varianza del factor y varianzas de los
residuos entre ambos sexos (solapamiento de intervalos con una conanza
del 95 % entre las dos muestras), 2) los índices de buen ajuste a los datos en
los cuatro modelos anidados y 3) la equivalencia de la bondad de ajuste entre
los cuatro modelos por los índices diferenciales ΔGFI, ΔNFI, ΔCFI y ΔRFI. Por
tanto, el modelo es perfectamente válido para mujeres y hombres, lo que
constuye de por sí una prueba de validez cruzada para el mismo.
Como segundo objevo se propuso describir la distribución del ISS-10.
Asumiendo que la expectava de que las escalas que evalúan aspectos de
sasfacción con la relación de pareja o familiar muestran sesgos hacia el polo
de la sasfacción (Armenta-Hurtarte, Sánchez-Aragón & Díaz-Loving, 2014;
Caprara, Eisenberg & Alessandri, 2016; Moral, 2009b), hubo mayor concen-
tración de las puntuaciones en valores altos por encima de la media. Al dividir
la puntuación total (con todos los ítems puntuados en sendo de sasfacción
sexual) por el número de ítems sumados, se obtuvo una puntuación en el

Psicogente, 21
352
intervalo connuo de 1 a 7. De este modo, si se divide este connuo en siete
intervalos (añadiendo medio punto a cada extremo como corrección de
connuidad) y estos se disponen en sendo creciente en correspondencia
con los siete valores discretos de respuesta a cada ítem, se pueden usar las
equetas de respuesta para interpretar las puntuaciones dentro de cada
intervalo, así: de 0.5 a 1.499 = 1 = en ningún momento, de 1.5 a 2.499 =
2 = en muy raras ocasiones, de 2.5 a 3.499 = 3 = algunas veces, de 3.5 a
4.499 = 4 = parte del empo, de 4.5 a 5.499 = 5 = buena parte del empo, de
5.5 a 6.499 = 6 = la mayor parte del empo, y de 6.5 a 7.499 = 7 = en todo
momento. La media (M = 5.33, IC del 95 %: 5.23, 5.43) quedó claramente
incluida en el quinto intervalo, que corresponde a una respuesta de buena
parte del empo, esto es, reeja sasfacción sexual. Si esta puntuación se
transforma en índice y se puntúa hacia el polo de la insasfacción: (1 - ([7
-x]/6))*100), entonces el valor sería 72.16 (IC del 95 %: 70.5, 73.83), lo que es
una puntuación signicavamente mayor que la media reportada por Moral
(2009a), ya sea con los 25 ítems (M = 60.86; IC del 95 %: 57.80, 63.92) o con
los 10 ítems de su versión simplicada (M = 63.19; IC del 95 %: 61.19, 65.67).
Por tanto, la diferencia no puede atribuirse a la selección de los ítems más
consistentes y que en su mayoría enen una redacción en sendo armavo
hacia la sasfacción sexual. Se puede armar más bien que la esmación de
la media en la presente muestra es signicavamente más alta. Debido a las
caracteríscas de la muestra (tamaño grande de 807 parcipantes, muestreo
por rutas al azar y equiponderación en la secuencia de pruebas), la presente
esmación posee más garanas de inferencia que el estudio de validación
previo (muestra de 200 parcipantes, incidental y con una secuencia ja de
pruebas).
El tercer objevo del trabajo buscaba aportar pruebas de validez conver-
gente en relación con la sasfacción con la relación y el engrandecimiento
marital. Como en otros estudios (McNulty, Wenner & Fisher; 2016; Sánchez
et al., 2014), la correlación entre la sasfacción sexual y la sasfacción con
la relación de pareja varió de alta a muy alta con una varianza comparda
aproximada del 50 % tanto en hombres como en mujeres; a su vez, la corre-
lación entre la sasfacción sexual y el engrandecimiento marital resultó alta
también en concordancia con estudios previos (Liu et al., 2017; Moral, 2011;
Zhou et al., 2017), con una varianza comparda ligeramente mayor a un
cuarto en ambos sexos.
Si se considera el engrandecimiento marital como un potencial sesgo distor-
sionador en el reporte de la sasfacción (Liu et al., 2017), se constata que

Psicogente, 21
353
la relación entre la sasfacción con la relación (RAS) y la sasfacción sexual
(ISS-10) siguió siendo signicava y resultó alta, con más de un cuarto de la
varianza comparda en ambos sexos, una vez que se parcializó la varianza
del engrandecimiento marital (MAS); ello indica que se trata de una relación
sustanva. Asimismo, la relación entre la sasfacción sexual (ISS-10) y el
engrandecimiento marital (MAS) fue sustanva, una vez que se parcializó
la varianza de la sasfacción con la relación (RAS). Por tanto, estos datos
aportan evidencias adicionales de la validez de la escala.
Debe adverrse que Moral (2011) ofreció pruebas a favor de la interpre-
tación de las puntuaciones en la MAS como un sesgo cognivo-emocional
relacionado con senmientos de enamoramiento o amor ciego hacia la
pareja, siendo disnto al sesgo distorsionar de la deseabilidad social (falsear
el reporte en un sendo socialmente deseable). El sesgo evaluado por la
MAS favorece el ajuste diádico y la duración de la pareja, y consecuente-
mente presenta una correlación alta en lo correspondiente a la sasfacción
con la relación y sasfacción sexual, como revela este estudio. Concordante
con esta interpretación, la relación sustanva entre la sasfacción sexual y
el engrandecimiento marital, una vez se elimina el efecto de la sasfacción
con la relación de pareja, esto es, entre sasfacción sexual y la deseabilidad
social, fue baja, tal como reportan las invesgaciones que miden directa-
mente dicho constructo (Muise et al., 2016; Moral, 2009b).
El cuarto objevo del estudio fue comprobar el efecto de las variables socio-
demográcas sobre las puntuaciones en el ISS-10. Se esperaba un tamaño de
efecto trivial del sexo sobre la escala, con mayor media en los hombres que en
las mujeres, al tratarse de una muestra de población general (Moral, 2009a;
Sánchez et al., 2014). No obstante, el promedio de los hombres, aparen-
temente más alto, resultó estadíscamente equivalente al de las mujeres,
teniendo el sexo un efecto trivial (no signicavo) sobre la puntuación en el
ISS-10, por lo que no se requirieron baremos diferenciales por sexo. Tampoco
el hecho de estar casado o de vivir en unión libre tuvo efecto signicavo
sobre el ISS-10. A pesar de ello, la edad, el empo de casados o en unión
libre y el número de hijos presentaron correlaciones bajas con el ISS-10
en mujeres y hombres, siendo todas estas correlaciones sustanvas ante el
efecto de la sasfacción con la relación y el engrandecimiento marital (Fallis
et al., 2016; Kerey & Carpenter, 2015; McNulty et al., 2016; Sánchez et al.,
2014). Frente a estas tres variables con efecto decrementador sobre la sas-
facción sexual, la escolaridad, aunque presentó un efecto incrementador,
resultó espuria una vez se controló el efecto de la sasfacción con la relación

Psicogente, 21
354
y el engrandecimiento marital, lo que es concordante con el hecho de que
en unos estudios resulte un correlato signicavo y en otros, no (Kerey &
Carpenter, 2015; Sánchez et al., 2014). Tomadas en conjunto, todas estas
relaciones, conforme a las expectavas, aportan pruebas de validez adicio-
nales para el ISS-10.
No se ha estudiado la validez de contenido del ISS, ni del ISS-10. Pero
respecto a este po de validez, cabe citar el estudio de Pascoal, Narciso y
Pereira (2014), autores portugueses que exploraron los signicados de la
sasfacción sexual en 810 personas heterosexuales con relaciones de pareja
estables, encontrando dos dimensiones. Por una parte, aparecen los temas
focalizados en aspectos posivos de la experiencia individual, como placer,
emociones posivas, excitación, apertura y orgasmo; por otra parte, están
los temas que enfazan aspectos relacionales, como mutualidad, romance,
expresión de senmientos de amor, creavidad, externar deseo y frecuencia
de acvidad sexual. Los 10 ítems seleccionados para conformar el ISS-10
abarcan tantos aspectos relaciones (1. Creo que mi pareja disfruta de nuestra
vida sexual, 3. El sexo es diverdo para mi pareja y para mí, 10. Disfruto de las
técnicas sexuales que mi pareja usa o le gustan, 17. Creo que el sexo es una
función normal dentro de nuestra relación, 19. Creo que nuestra vida sexual
realmente mejora nuestra relación, 22. Creo que mi pareja está sasfecha
sexualmente conmigo, y 23. Mi pareja es muy sensible a mis necesidades y
deseos sexuales) como personales (2. Nuestra vida sexual es muy excitante,
9. Mi pareja es sexualmente muy excitante, 12. Creo que nuestra vida sexual
es maravillosa, 16. Mi pareja es un/a amante maravilloso/a, y 21. Me es
fácil excitarme sexualmente con mi pareja). No obstante, para establecer la
validez de contenido se requeriría un panel de expertos y se podría trabajar
con los criterios de Lawshe (Ayre & Scally, 2014).
Como limitaciones del estudio, es de señalar que la técnica de rutas al azar,
dentro de los procedimientos probabilíscos, es la que menos garanza
la aleatoriedad, especialmente si no se cuenta con un soware que selec-
cione al azar n rutas de todas las posibles (calles nominadas y enumeradas).
Además, los datos solo pueden generalizarse a la población de la cual fueron
extraídos (adultos heterosexuales casados o en unión libre de la ciudad de
Monterrey, México). Para su aplicación en otras poblaciones, se requiere su
validación. Al ser un estudio de corte transversal, su inferencia en la línea
temporal (por ejemplo hacia el futuro) no está garanzada; además, no
permite inferencias causales. Como fortaleza se destaca que la secuencia de
presentación de las escalas, salvo la de depresión, se hizo mediante la técnica

Psicogente, 21
355
de equiponderación, que proporciona más garanas de distribución aleatoria
de los posibles errores secuenciales. Esta técnica asume un error secuencial
equivalente entre las pruebas, y para evitar un sesgo hacia la autodevaluación
(Sui et al., 2016), se jó la misma al nal del cuesonario.
En conclusión, los datos proporcionaron evidencias de validez cruzada (entre
mujeres y hombres) del modelo de un factor con 10 indicadores. Además,
mostraron que el sexo no ene ningún efecto sobre la distribución de las
puntuaciones en el ISS-10, ya sea en una relación bivariada o en interacción
con otras variables. Las puntuaciones del ISS-10 no siguieron una distri-
bución normal, por lo que la escala puede ser baremada por puntuaciones
de percenl, no requiriendo baremos diferenciales por sexo ni estado civil
(casados y unión libre). Ahora bien, por el tamaño del efecto moderado de
la edad y el empo de casados o en unión libre sobre el ISS-10, se podrían
contemplar baremos diferenciales en relación con estas dos variables. En
cambio, la asociación con el número de hijos fue sustanva, pero con un
tamaño del efecto pequeño; consecuentemente, no se requieren denir
baremos diferenciales en relación con este aspecto. La mayor escolaridad
tuvo un efecto incrementador; no obstante, su tamaño del efecto fue
pequeño y resultó una variable espuria una vez se controló el efecto de la
sasfacción con la relación y el engrandecimiento marital, por lo que tampoco
se requieren baremos diferenciales en relación con la escolaridad. Los
datos también proporcionaron evidencias de validez convergente para este
modelo unidimensional de medida de la sasfacción sexual no solo por las
relaciones esperadas