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 Sasfacción Sexual reducido en una muestra mexicana de rutas aleatorias.
Psicogente 21(40), 337-359. hps://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 Sasfacción Sexual de Hudson constuye una medición unidimensional de la sas-
facción sexual empleada en invesgación 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 sociodemográcas.
Se realizó una invesgación instrumental en la que parciparon 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 conrmatorio mulgrupo.
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 sasfacción 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 Sasfacción Sexual, como una medición unidimensional de la sasfacción sexual
reducida a 10 indicadores, presenta evidencias de validez; independientemente de que se aplique a hombre
o mujer, y puede ser baremado a parr de puntuaciones de percenl.
sasfacción sexual, sasfacción con la relación, engrandecimiento marital, validez de las
pruebas, análisis factorial, méxico.
Hudson’s Index of Sexual Sasfacon is a one-dimensional sexual sasfacon measure, used for
research and clinical pracce. 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 distribuon, and study and also its relaonship with six socio-demographic variables.
An instrumental research was performed. ISS-10, Relaonship Rang Scale (RAS), Marital
Aggrandizement Scale (MAS) and three other scales were applied; 807 married or cohabing people were
randomly sampled from Monterrey, Mexico between January and May 2014. Mul-conrmatory 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 distribuon. In the overall sample, ISS-10 correlated with relaonship sasfacon (RAS)
was very high (r
S
= .71), and with the marital aggrandizement (MAS) also was high (r
S
= .56). Age, years of
marriage or cohabitaon and years of schooling have low correlaon 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 Sasfacon, considered as key-factor to measure sexual sasfacon was
reduced to 10 indicators, showing that the validity of evidence, is independent of being male or female, and
it can be scaled using percenle scores rank.
sexual sasfacon, relaonship sasfacon, marital aggrandizement, validity of tests, factor
analysis, mexico.
Actualmente, la posibilidad de disfrutar de una acvidad 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,
Congham, Gruskin & Miller, 2015). Este elemento subjevo del disfrute es
la base del concepto de sasfacción sexual, y esta úlma se puede denir
como la respuesta que surge al evaluar los aspectos posivos y negavos
asociados con las propias relaciones sexuales (Daugherty, Julian, Lynch, Chen,
Whipple & Ginsburg, 2016).
Ahora bien, en los estudios sobre la medición de la sasfacción sexual, se
ha idencado un uso predominante de las escalas unidimensionales con
múlples ítems (Mark, Herbenick, Fortenberry, Sanders & Reece, 2014).
Entre estas, una de las más empleadas es el Índice de Sasfacción Sexual
(ISS) de Hudson (1992), que fue desarrollado como una medición global del
desacuerdo sexual y consta de 25 ítems. Fue creado a parr de la experiencia
clínica de los autores, y reeja quejas comunes en los clientes sobre el
componente sexual de su relación de pareja. Presenta, además, alta consis-
tencia interna y validez discriminava (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 simplicado 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 constuida por 807 parci-
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 coeciente 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
simplicado 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
(χ
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 (α
ordinal = 0.94), así como validez convergente (coeciente 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 sasfacción sexual entre mujeres
y hombres, y estas diferencias podrían ser relevantes (Castellanos, Álvarez,
Ruiz & Pérez, 2013). En una revisión sistemáca, Sánchez, Santos y Sierra
(2014) hallaron que una menor sasfacción se asocia con el hecho de ser
mujer, pero esta asociación es más signicava y consistente en muestras
clínicas que en muestras de población general o no clínicas; asimismo,
señalan que la inmidad emocional ene más impacto en la sasfacción
sexual de las mujeres que en la de los hombres, al concebir la sexualidad
como una prácca que rebasa lo biológico y se redene en lo sociocultural
(Ahumada, Lüges, Molina & Torres, 2014; Armenta-Hurtarte, Sánchez-
Aragón & Díaz-Loving, 2014).
Por su parte, Veit, Stulhofer y Hald (2016) observaron que la falta de inmidad
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 inuye en la sasfacción 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, parcularmente, en la familia, así como
a alteraciones en la relación de pareja ante el estrés sufrido por la madre.
En una línea de invesgación 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 faga, falta de deseo y
sasfacción 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 argennos, hallaron que la asociación de la
percepción de inmidad con la sasfacción sexual y con la relación era mayor
en mujeres que en hombres.
Psicogente, 21
340
Aunque el sexo es un correlato signicavo de la sasfacción marital, mayores
efectos aún enen la edad y la duración de la relación; de modo que la sas-
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 sasfacción sexual varía en su signi-
cación de un estudio a otro (Kerey & Carpenter, 2015), mientras que el
hecho de que las parejas estén casadas o vivan en unión libre no parece tener
efecto signicavo (Sánchez et al., 2014).
Diversos estudios han hallado relación entre la sasfacción sexual y la sas-
facción marital, con asociaciones altas tras eliminar los ítems de contenido
sexual en las escalas de sasfacción marital. Moral (2011) halló correlaciones
moderadas entre la sasfacción sexual y el engrandecimiento marital tanto
en hombres como en mujeres, y observó que un componente de enamora-
miento (denido por ajuste diádico, sasfacción con la relación y engrande-
cimiento marital) predecía la sasfacción 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 sasfacción con la relación de pareja, incluida la vida sexual.
Debido a la ulidad que proporciona en los estudios de salud sexual y pareja
contar con una medición breve y válida de la sasfacción sexual (Ahumada
et al., 2014; Díaz et al., 2016), el propósito del presente trabajo consisó en
aportar nuevas pruebas de validez del ISS como una medición unidimensional
de la sasfacción sexual reducida a 10 indicadores (ISS-10) y describir su distri-
bución en parejas. Como objevos 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 sasfacción 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 sasfacción, como aparece en las escalas que evalúan aspectos de sas-
facción con la relación de pareja o familiar (Cheng & Smyth, 2015; Moral,
2009b); una asociación posiva y alta con la sasfacción con la relación
(McNulty et al., 2016; Sánchez et al., 2014) y en menor cuana 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; Kerey & Carpenter,
2015; Sánchez at al., 2014).
El presente estudio es una invesgación 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 invesgación 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
consenmiento informado. Los criterios de eliminación fueron: tramitación
incompleta del cuesonario 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 parcipantes con todos sus datos completos. De ellos, 431 (53.4 %)
fueron mujeres y 376 (46.6 %) hombres, sin diferencia de frecuencia estadís-
camente signicava entre ambos sexos por la prueba binomial (p = 0.057).
Con respecto al estado civil, 727 (90 %) de los 807 parcipantes 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 parcipantes (82 %)
Psicogente, 21
342
dijeron ser crisanos católicos, 76 (9.4 %) crisanos 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 aliación religiosa crisana católica, 7.4 % crisana no católica, 2.5 % de
otra religión y 6.9 % sin religión (Instuto Nacional de Estadísca, Geograa
e Informáca, 2015). Estos datos poblacionales son estadíscamente equiva-
lentes a los de la muestra en la frecuencia de ambos sexos (χ
2
[1, N = 807] =
1.87, p = 0.171), de la aliación 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 Sasfacción 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 (sasfacción-insasfacción) 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 sendo de la sasfacción
sexual (1, 2, 3, 9, 10, 12, 16, 17, 19, 21, 22 y 23) y los otros 13 en sendo de la
insasfacción sexual. Conforme a los resultados del estudio de Moral (2016),
se eliminaron quince ítems (cuatro de sasfacción y once de insasfacción),
resultando el ISS-10. Las puntuaciones en el ISS-10 se obenen al sumar los
ítems 1, 2, 3, 8, 9, 10, 12, 16, 22 y 25, tras haber inverdo 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 connuo de 1 a 7, de modo que una mayor puntuación reeja más
sasfacción sexual. La consistencia interna de los 10 ítems fue muy alta con un
coeciente 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 obenen por suma simple de los ítems. Dos ítems están
redactados en sendo contrario a la sasfacción con la relación (ítems 4
y 7), por lo que, antes de ser sumados, hay que inverr sus puntuaciones
(6 - valor de respuesta al ítem). El rango de la escala varía de 7 a 35. Una
mayor puntuación reeja una mayor sasfacción 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 (α ordinal = 0.94)
y hombres (α 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 úlmo, 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 posivas y minimizar las
negavas al momento de reportar la sasfacción 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 sendo 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 obenen al
sumar el valor numérico que corresponde a la respuesta dada a cada ítem,
tras inverr 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 connuo 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 negava, no
ajustándose a una curva normal.
De forma aleatoria se seleccionaron 81 direcciones a parr de la Guía Roji
(dos direcciones por encuestador) y cada dirección se tomó como punto
Psicogente, 21
344
de parda de un inerario. A su vez, en cada inerario se recolectaron 10
unidades (prestado el consenmiento informado y con datos completos).
Se buscó que fueran cinco mujeres y cinco hombres independientes (uno
por casa) en cada inerario. El encuestador tocaba el mbre o puerta de la
casa. Si esta era abierta, se presentaba como un ayudante de invesgación,
se informaba de los objevos del estudio (estudio sobre dinámica de la vida
marital o de convivencia por medio de un cuesonario), del responsable del
mismo y criterios de inclusión. Si la persona deseaba parcipar voluntaria-
mente y sasfacía los criterios de inclusión, se dejaba un cuesonario 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 respecvas 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 Invesgación en Psicología. Recibieron entrenamiento por
parte del responsable del proyecto de invesgación para colectar los casos y
fueron compensados con puntos extras en su calicación.
Para determinar el tamaño de la muestra se usó la fórmula de población
de tamaño innito 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 esmar 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
esmación 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 cuesonarios por datos incompletos. Junto a
los tres instrumentos usados en el presente arculo, se administraron cuatro
escalas que evalúan actud hacia la indelidad, indelidad, afecto posivo y
negavo y depresión, cuyos datos serán analizados en posteriores trabajos.
Todos los cuesonarios aplicados terminaban con la escala de depresión, a
n de evitar el posible sesgo hacia una autoevaluación negava que pudiera
inducir. Permutando los seis instrumentos restantes se denieron 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 écos por el Comité de Doctorado,
autoridad pernente dentro de la Facultad de Psicología de la UANL, a pesar
de no formar parte de ninguna tesis doctoral, debido a que fue somedo
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 Invesgación Cienca y Tecnológica de la UANL. En la primera
hoja del cuesonario, se solicitó el consenmiento informado de los par-
cipantes, garanzándose el anonimato de las respuestas y se informó sobre
la idendad del responsable del estudio, con quien se podía contactar por
correo electrónico para cualquier cuesón suscitada por el estudio. No se
solicitó ningún dato de idencación personal. De este modo, se respetaron
las normas écas de invesgación 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 conrmatorio mulgrupo. Se denieron cuatro modelos
anidados en restricciones. La función de discrepancia se esmó por mínimos
cuadrados libres de escala (SLS), y el ajuste se valoró usando la chi-cua-
drada relava (χ
2
/gl), la prueba de muestreo repevo de Bollen-Sne 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 relavo de
ajuste o coeciente ρ
1
de Bollen (RFI), el índice comparavo de ajuste (CFI) y
el residuo estandarizado cuadráco 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
conanza de 95 %, en tanto que los intervalos se calcularon por el método de
percenles corregidos de sesgo con la extracción de 500 muestras, y por este
mismo método se contrastó la signicación 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 esmó por medio del coeciente
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 esmó por el coeciente de corre-
lación por rangos de Spearman (rS). La sustanvidad 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 demográcas, parcializando la MAS-14 y la
RAS. Para este objevo se usó la fórmula de parcialización de Fisher, intro-
duciendo coecientes 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 parr 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 demográcas 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
conicto de intereses.
En general, los índices del modelo sin restricciones mostraron buen ajuste,
salvo la prueba de Bollen-Sne que reejó 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 úlmos modelos fue buena como evidencian los
cinco índices diferenciales (Tabla 1). En todos estos modelos, los residuos de
medida se especicaron de forma independiente.
Psicogente, 21
347
Tabla 1
Índices de bondad de ajuste en el contraste mulgrupo (mujeres y hombres)
ANIDADOS
Bueno
Aceptable
SR
RPM
RVE
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 signicavos y equivalentes entre mujeres y
hombres con una p > 0.05, como reeja el solapamiento de los intervalos
esmados. 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 coeciente 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 esmar los parámetros: Mínimos Cuadrados
Libres de Escala. Método para calcular los intervalos de conanza: percenles corregidos de sesgo. Var.
= variables, λ = peso estructural, S2δ = varianza del residuo, S2 = varianza del factor, IC = intervalo de
conanza 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 negava (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 cuarles
se pueden ver en la Tabla 3.
Tabla 3
Deciles y cuarles 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 = cuarles y P = Percenles.
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 signicavas (Tabla
3). Así, al calcular los errores estándar de los coecientes de correlación con
la fórmula: EE = ([1 - r
S
2
]/ [n - 2])
1/2
) y denir intervalos de conanza del 95 %
(r
S
± t
n-2
* EE), se observó un claro solapamiento de los valores entre mujeres
y hombres, indicando equivalencia estadísca con una p > 0.05 (Tabla 4).
Debido a que el engrandecimiento marital constuye una potencial fuente de
sesgo, su efecto sobre la sasfacción con la relación se controló. No obstante,
tras parcializar la varianza de la MAS-14, la correlación entre el ISS-10 y la
sasfacción con la relación (RAS) siguió siendo signicava, alta y posiva en
las tres muestras, con una varianza comparda mayor que 27 % y menor que
35 % (Tabla 4).
A su vez, al parcializar la varianza de la sasfacción con la relación (RAS),
en la correlación entre el ISS-10 y la MAS-14, esta correlación siguió siendo
signicava y posiva, aunque disminuyó a baja en las tres muestras, con una
varianza comparda mayor que 3 % y menor que 5 % (Tabla 4).
Tabla 4
Correlaciones por el coeciente 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 estadíscamente 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 sasfacción sexual
fueron dos variables independientes.
El estado civil (casados y en unión libre) tampoco tuvo efecto sobre la sas-
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 signicavas, bajas y negavas con la sas-
facción sexual (ISS-10) en las tres muestras, con varianzas compardas
mayores que 4 % y menores del 9 % (Tabla 3). Además, en las tres muestras,
estas correlaciones permanecieron signicavas, bajas y negavas 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 sasfacción con
la relación (RAS), las correlaciones aumentaron y pasaron a ser moderadas,
con varianzas compardas mayores que 10 % y menores que 11 % (Tabla 3).
Denidos 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 signicavo (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 cuarles de
los cuatro grupos de edad.
El empo que lleva la pareja casada o en unión libre presentó correlaciones
signicavas, bajas y negavas con la sasfacción sexual (ISS-10) en las
tres muestras, con varianzas compardas mayores que 7 % y menores que
8 %. Tras parcializar el engrandecimiento marital (MAS-14), práccamente
no variaron las correlaciones, sino que disminuyeron muy ligeramente
en la muestra total y en la de mujeres. No obstante, al parcializar la sas-
facción con la relación (RAS), las correlaciones se incrementaron y pasaron
a ser moderadas, resultando las varianzas compardas mayores que 9 % y
menores que 11 % (Tabla 3). Denidos 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 signicavo (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 cuarles de los dos grupos de años
de casados o en unión libre (≤ 9 y > 9).
Psicogente, 21
351
El número de hijos presentó correlaciones signicavas, bajas y negavas con
la sasfacción sexual (ISS-10) en las tres muestras, con varianzas compardas
mayores que 5 % y menores que 7 %. Tras parcializar el engrandecimiento
marital (MAS-14) o la sasfacción con la relación (RAS), estas correlaciones
descendieron, pero siguieron siendo signicavas, negavas y bajas (Tabla
3). Denidos cinco grupos (0 hijos, 1, 2, 3 y ≥ 4), el efecto de interacción
sexo-número de hijos no fue signicavo (F [4, 797] = 0.543, p = .704; η
2
=
0.003).
La escolaridad presentó correlaciones signicavas, bajas y posivas con la
sasfacción sexual (ISS-10) en las tres muestras, con varianzas compardas
mayores que 1 % y menores que 2 %. Tras parcializar el engrandecimiento
marital (MAS-14) o la sasfacción con la relación (RAS), estas correlaciones
descendieron y dejaron de ser signicavas en mujeres y hombres (Tabla 3).
El efecto de interacción sexo-escolaridad sobre el ISS-10 no fue signicavo
(F [4, 797] = 0.393, p = .814; η
2
= 0.002).
Un primer objevo del estudio consisó 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
esmación del parámetro sea la misma en las dos muestras (Byrne, 2016).
De acuerdo con la expectava (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 conanza
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
constuye de por sí una prueba de validez cruzada para el mismo.
Como segundo objevo se propuso describir la distribución del ISS-10.
Asumiendo que la expectava de que las escalas que evalúan aspectos de
sasfacción con la relación de pareja o familiar muestran sesgos hacia el polo
de la sasfacción (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 sendo de sasfacción
sexual) por el número de ítems sumados, se obtuvo una puntuación en el
Psicogente, 21
352
intervalo connuo de 1 a 7. De este modo, si se divide este connuo en siete
intervalos (añadiendo medio punto a cada extremo como corrección de
connuidad) y estos se disponen en sendo creciente en correspondencia
con los siete valores discretos de respuesta a cada ítem, se pueden usar las
equetas 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, reeja sasfacción sexual. Si esta puntuación se
transforma en índice y se puntúa hacia el polo de la insasfacción: (1 - ([7
-x]/6))*100), entonces el valor sería 72.16 (IC del 95 %: 70.5, 73.83), lo que es
una puntuación signicavamente 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 simplicada (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 sendo armavo
hacia la sasfacción sexual. Se puede armar más bien que la esmación de
la media en la presente muestra es signicavamente más alta. Debido a las
caracteríscas de la muestra (tamaño grande de 807 parcipantes, muestreo
por rutas al azar y equiponderación en la secuencia de pruebas), la presente
esmación posee más garanas de inferencia que el estudio de validación
previo (muestra de 200 parcipantes, incidental y con una secuencia ja de
pruebas).
El tercer objevo del trabajo buscaba aportar pruebas de validez conver-
gente en relación con la sasfacción con la relación y el engrandecimiento
marital. Como en otros estudios (McNulty, Wenner & Fisher; 2016; Sánchez
et al., 2014), la correlación entre la sasfacción sexual y la sasfacción con
la relación de pareja varió de alta a muy alta con una varianza comparda
aproximada del 50 % tanto en hombres como en mujeres; a su vez, la corre-
lación entre la sasfacción 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 comparda 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 sasfacción (Liu et al., 2017), se constata que
Psicogente, 21
353
la relación entre la sasfacción con la relación (RAS) y la sasfacción sexual
(ISS-10) siguió siendo signicava y resultó alta, con más de un cuarto de la
varianza comparda en ambos sexos, una vez que se parcializó la varianza
del engrandecimiento marital (MAS); ello indica que se trata de una relación
sustanva. Asimismo, la relación entre la sasfacción sexual (ISS-10) y el
engrandecimiento marital (MAS) fue sustanva, una vez que se parcializó
la varianza de la sasfacción con la relación (RAS). Por tanto, estos datos
aportan evidencias adicionales de la validez de la escala.
Debe adverrse que Moral (2011) ofreció pruebas a favor de la interpre-
tación de las puntuaciones en la MAS como un sesgo cognivo-emocional
relacionado con senmientos de enamoramiento o amor ciego hacia la
pareja, siendo disnto al sesgo distorsionar de la deseabilidad social (falsear
el reporte en un sendo 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 sasfacción
con la relación y sasfacción sexual, como revela este estudio. Concordante
con esta interpretación, la relación sustanva entre la sasfacción sexual y
el engrandecimiento marital, una vez se elimina el efecto de la sasfacción
con la relación de pareja, esto es, entre sasfacción sexual y la deseabilidad
social, fue baja, tal como reportan las invesgaciones que miden directa-
mente dicho constructo (Muise et al., 2016; Moral, 2009b).
El cuarto objevo del estudio fue comprobar el efecto de las variables socio-
demográcas 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 estadíscamente equivalente al de las mujeres,
teniendo el sexo un efecto trivial (no signicavo) 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 signicavo
sobre el ISS-10. A pesar de ello, la edad, el empo de casados o en unión
libre y el número de hijos sí presentaron correlaciones bajas con el ISS-10
en mujeres y hombres, siendo todas estas correlaciones sustanvas ante el
efecto de la sasfacción con la relación y el engrandecimiento marital (Fallis
et al., 2016; Kerey & Carpenter, 2015; McNulty et al., 2016; Sánchez et al.,
2014). Frente a estas tres variables con efecto decrementador sobre la sas-
facción sexual, la escolaridad, aunque presentó un efecto incrementador,
resultó espuria una vez se controló el efecto de la sasfacción 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 signicavo y en otros, no (Kerey &
Carpenter, 2015; Sánchez et al., 2014). Tomadas en conjunto, todas estas
relaciones, conforme a las expectavas, 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 signicados de la
sasfacción sexual en 810 personas heterosexuales con relaciones de pareja
estables, encontrando dos dimensiones. Por una parte, aparecen los temas
focalizados en aspectos posivos de la experiencia individual, como placer,
emociones posivas, excitación, apertura y orgasmo; por otra parte, están
los temas que enfazan aspectos relacionales, como mutualidad, romance,
expresión de senmientos de amor, creavidad, externar deseo y frecuencia
de acvidad 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 diverdo 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 sasfecha
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 probabilíscos, es la que menos garanza
la aleatoriedad, especialmente si no se cuenta con un soware 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 garanzada; 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 garanas 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 cuesonario.
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 percenl, 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 sustanva, pero con un
tamaño del efecto pequeño; consecuentemente, no se requieren denir
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
sasfacción 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 sasfacción sexual no solo por las
relaciones esperadas con las variables sociodemográcas, sino también por
las relaciones posivas y sustanvas en lo concerniente a la sasfacción con
la relación y el engrandecimiento marital. Por las asociaciones altas con estas
dos úlmas variables, sería importante controlarlas al estudiar la relación del
ISS-10 con otras variables. Precisamente, el sesgo puro de la deseabilidad
social presente en el ISS-10 (correlación con engrandecimiento marital una
vez parcializada la varianza de la sasfacción con la pareja) es pequeño, tal
como reportan los estudios que miden directamente este constructo.
En general, se recomienda el uso del modelo unidimensional simplicado en
la evaluación de la sasfacción sexual, pero se sugiere estudiar la abilidad
temporal y la validez de contenido del ISS-10 y aportar nuevas evidencias
de validez convergente con otras escalas, como las de comunicación en la
pareja, actudes hacia la sexualidad e imagen corporal. Otra aproximación
a la validación del modelo unidimensional de la escala sería el modelo de
Rasch y la teoría de la respuesta al ítem (Valdés, 2014). En este caso, los datos
Psicogente, 21
356
se podrían analizar mediante el programa WINSTEPS de Linacre (2017). En
caso conrmatorio, estos análisis proporcionarían nuevas evidencias a favor
de la unidimensionalidad del ISS-10.
A la Dra. Melina Miaja Ávila por su apoyo en el trabajo de campo y captura
de datos, mientras estuvo como becaria de invesgación, y a los alumnos de
Invesgación en Psicología de primer semestre de la Facultad de Psicología
de la Universidad Autónoma de Nuevo León, por la colecta de datos.
Arculo derivado del proyecto de invesgación: Indelidad en el
matrimonio: prevalencia, modalidades y factores de riesgo y protección.
REFERENCIAS
Ahumada, S., Lüges, C., Molina, T. & Torres, S. (2014). Sasfacción sexual: revisión
de los factores individuales y de pareja relacionados. Revista Hospital Clínico
Universidad de Chile; 25, 278-284. Recuperado de hps://www.redclinica.cl/
Portals/0/Users/014/14/14/sasfaccion_sexual.pdf
Armenta-Hurtarte, C., Sánchez-Aragón, R. & Díaz-Loving, R. (2014). Efectos de la
cultura sobre las estrategias de mantenimiento y sasfacción marital. Acta de
Invesgación Psicológica, 4, 1572-1584. Recuperado de hp://www.scielo.org.
mx/scielo.php?script=sci_arext&pid=S2007-48322014000200009
Asociación Americana de Psicología (APA). (2016). Ethical principles of psychologists
and code of conduct (3
a
Ed.). Washington, DC: APA. Disponible en hp://www.
apa.org/ethics/code/
Ato, M., López, J. J. & Benavente, A. (2013). Un sistema de clasicación de los diseños
de invesgación en psicología. Anales de Psicología, 29(3), 1038-1059. hp://
dx.doi.org/10.6018/analesps.29.3.178511
Ayre, C. & Scally, A. J. (2014). Crical values for Lawshe’s content validity rao: revising
the original methods of calculaon. Measurement and Evaluaon in Counseling
and Development, 47, 79-86. hps://doi.org/10.1177/0748175613513808
Breakwell, G. M., Smith, J. A. & Wright, D. B. (2012). Research methods in psychology.
London, UK: Sage.
Byrne, B. M. (2016). Structural equaon modeling with AMOS: Basic concepts, appli-
caons, and programming (3
a
Ed.). New York, NY: Routledge.
Caprara, G. V., Eisenberg, N. & Alessandri, G. (2016). Posivity: The disposional basis
of happiness. Journal of Happiness Studies, 17, 1-19. hps://doi.org/10.1007/
s10902-016-9728-y
Castellanos, E., Álvarez, C., Ruiz, D. & Pérez, G. (2013). Social determinants of sexual
sasfacon in Spain considered from the gender perspecve. Annals of Epide-
miology, 23, 150-156. hps://doi.org/10.1016/j.annepidem.2012.12.010
Cheng, Z. & Smyth, R. (2015). Sex and happiness. Journal of Economic Behavior &
Organizaon, 112, 26-32. hps://doi.org/10.1016/j.jebo.2014.12.030
Psicogente, 21
357
Corder, G. W. & Foreman, D. I. (2014). Nonparametric stascs: A step-by-step
approach. USA: John Wiley & Sons.
Daugherty, T. K., Julian, H. M., Lynch, N. M., Chen, S. J., Whipple, T. L. & Ginsburg, A.
F. (2016). Beyond the absence of disease or inrmity: the case for sexual wellness.
College Student Journal, 50, 404-408. Recuperado de hp://www.ingenta-
connect.com/content/prin/csj/2017/00000050/00000003/art00012
Díaz, A. J., Bulla, Y. C. & Moreno, J. (2016). Percepción de sasfacción sexual y su relación
con estrés académico en estudiantes de odontología (Tesis doctoral). Universidad
de Cartagena. Cartagena, Colombia. Disponible en hp://190.242.62.234:8080/
jspui/handle/11227/4845
Fallis, E. E., Rehman, U. S., Woody, E. Z. & Purdon, C. (2016). The longitudinal
associaon of relaonship sasfacon and sexual sasfacon in long-term
relaonships. Journal of Family Psychology, 30, 822-831. hp://dx.doi.
org/10.1037/fam0000205
García, J. A., Reding, A. & López, J. C. (2013). Cálculo del tamaño de la muestra en
invesgación en educación médica. Invesgación en Educación Médica, 2(8),
217-224. hps://doi.org/10.1016/S2007-5057(13)72715-7
Hendrick, S. S. (1988). A generic measure of relaonship sasfacon. Journal of
Marriage and the Family, 50, 93-98. hps://doi.org/10.2307/352430
Hudson‚ W. W. (1992). The WALMYR assessment scales scoring manual. Tallahassee‚
FL: WALMYR Publishing Co.
Instuto Nacional de Estadísca, Geograa e Informáca (2015). Panorama sociode-
mográco de Nuevo León. Ciudad de México: INEGI. Disponible en hp://internet.
contenidos.inegi.org.mx/contenidos/Productos/prod_serv/contenidos/espanol/
bvinegi/productos/nueva_estruc/inter_censal/panorama/702825082291.pdf
Kerby, D. S. (2014). The simple dierence formula: An approach to teaching
nonparametric correlaon. Comprehensive Psychology, 3(1), 1-9. hps://doi.
org/10.2466/11.IT.3.1
Kerey, H. H. & Carpenter, L. M. (2015). Sasfacon, sexual. En P. Whelehan & A.
Bolin (Eds.), The internaonal encyclopedia of human sexuality, 3, 1115-1354.
hps://doi.org/10.1002/9781118896877.wbiehs422
Kismödi, E., Congham, J., Gruskin, S. & Miller, A. M. (2015). Advancing sexual health
through human rights: The role of the law. Global Public Health, 10, 252-267.
hps://doi.org/10.1080/17441692.2014.986175
Leavi, C. E., McDaniel, B. T., Maas, M. K. & Feinberg, M. E. (2016). Parenng stress
and sexual sasfacon among rst-me parents: A dyadic approach. Sex Roles,
76, 346-355. hps://doi.org/10.1007/s11199-016-0623-0
Linacre, J. M. (2017). Winsteps (Version 4.0.1) [Computer Soware]. Beaverton OR:
Winsteps.com.
Liu, J., Wang, Y. & Jackson, T. (2017). Towards explaining relaonship dissasfacon
in Chinese dang couples: Relaonship disillusionment, emergent distress, or
insecure aachment style? Personality and Individual Dierences, 112, 42-48.
hps://doi.org/10.1016/j.paid.2017.02.041
Mark, K. P., Herbenick, D., Fortenberry, J. D., Sanders, S. & Reece, M. (2014). A
psychometric comparison of three scales and a single-item measure to assess
Psicogente, 21
358
sexual sasfacon. The Journal of Sex Research, 51, 159-169. hps://doi.org/10.
1080/00224499.2013.816261
McNulty, J. K., Wenner, C. A. & Fisher, T. D. (2016). Longitudinal associaons among
relaonship sasfacon, sexual sasfacon, and frequency of sex in early
marriage. Archives of Sexual Behavior, 45, 85-97. hps://doi.org/10.1007/
s10508-014-0444-6
Moral, J. (2009a). Medida de la sasfacción sexual en parejas casadas: un estudio de
validación. Archivos Hispanoamericanos de Sexología, 15(1), 46-70.
Moral, J. (2009b). Control de la deseabilidad social en el autorreporte del ajuste
diádico y sasfacción marital. Psicología y Ciencia Social, 9(2), 5-12. Disponible
en hp://cuved.unam.mx/ojs/index.php/pycs/arcle/view/167
Moral, J. (2011). Predicción de la sasfacción sexual en mujeres y hombres casados.
Revista Mexicana de Invesgación en Psicología, 3(1), 85-102. Disponible en
hp://new.medigraphic.com/cgi-bin/resumen.cgi?IDARTICULO=44493
Moral, J. (2015). Validación del modelo unidimensional de la Escala de Valoración de
la Relación en personas casadas y en unión libre de Monterrey, México. Revista
Internacional de Psicología, 14(2), 1-70. Disponible en hp://www.revistapsico-
logia.org/index.php/revista/arcle/view/134
Moral, J. (2016). Invarianza factorial de la escala de engrandecimiento marital
por sexo. Revista Informes Psicológicos, 16(1), 117-135. hp://dx.doi.
org/10.18566/10.18566/infpsicv16n1a07
Muise, A., Stanton, S. C. E., Kim, J. J. & Impe, E. A. (2016). Not in the mood? Men
under- (not over-) perceive their partner’s sexual desire in established inmate
relaonships. Journal of Personality and Social Psychology, 110, 725-742. hps://
doi.org/10.1037/pspi0000046
Oliver, J. C., González, J. & Rosel, J. (2014). Análisis no paramétrico de la interacción
de dos factores mediante el contraste de rangos alineados. Psicothema, 21,
152-158. Disponible en hp://www.psicothema.com/psicothema.asp?id=3608
O’Rourke, N. & Cappeliez, P. (2002). Development and validaon of a couples measure
of biased responding: The Marital Aggrandizement Scale. Journal of Personality
Assessment, 78, 301-320. hps://doi.org/10.1207/S15327752JPA7802_06
Pascoal, P. M., Narciso, I. D. S. B. & Pereira, N. M. (2014). What is sexual sasfacon?
Themac analysis of lay people’s denions. Journal of Sex Research, 51, 22-30.
hps://doi.org/10.1080/00224499.2013.815149
Sánchez, M. del M., Santos, P. & Sierra, J. C. (2014). A systemac review of sexual
sasfacon. Internaonal Journal of Clinical and Health Psychology, 14, 67-75.
hps://doi.org/10.1016/S1697-2600(14)70038-9
Secretaría de Salud (4 de enero, 2013). NORMA Ocial Mexicana NOM-012-SSA3-2012,
Que establece los criterios para la ejecución de proyectos de invesgación para
la salud en seres humanos. Diario Ocial de la Federación. Recuperado de hp://
dof.gob.mx/nota_detalle.php?codigo=5284148&fecha=04/01/2013
Sociedad Mexicana de Psicología (2007). Código éco del psicólogo (4
a
ed.). Ciudad
de México: Trillas.
Sui, J., Ohrling, E. & Humphreys, G. W. (2016). Negave mood disrupts self-and
reward-biases in perceptual matching. The Quarterly Journal of Experimental
Psychology, 69, 1438-1448. hps://doi.org/10.1080/17470218.2015.1122069
Psicogente, 21
359
Valdés, H. (2014). Introducción a la teoría de respuestas al ítem. TRI. Santo Domingo,
República Dominicana: Ministerio de Educación e Instuto Dominicano de
Evaluación e Invesgación de la Calidad Educava. Recuperado de hps://www.
uam.es/personal_pdi/psicologia/cadalso/Docencia/PoliTRI/TRI4_v2.pdf
Veit, M., Štulhofer, A. & Hald, G. M. (2016). Sexually explicit media use and relaonship
sasfacon: a moderang role of emoonal inmacy? Sexual and Relaonship
Therapy, 32(1), 1-17. hps://doi.org/10.1080/14681994.2016.1193134
Zhou, R. D., Chiu, M. Y. & Chui, W. Y. (2017). Development and validaon of the
Marital Metaphor Quesonnaire (MMQ-10) for urban Chinese women. Journal
of Marital and Family Therapy, 43, 65-81. hps://doi.org/10.1111/jm.12181
Creave commons aribuon 4.0 internaonal license. El beneciario de la licencia ene el derecho de copiar,
distribuir, exhibir y representar la obra y hacer obras derivadas siempre y cuando reconozca y cite la obra de la forma especicada por el
autor o el licenciante.
