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CaracterísticasPsicométricasYAplicabilidadClínicadela“EscalaDeAjusteDiádico”enunamuestradeParejasEspañolas

ARTICLEinBEHAVIORALPSYCHOLOGY/PSICOLOGIACONDUCTUAL·DECEMBER2013

ImpactFactor:0.83

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Behavioral Psychology / Psicología Conductual, Vol. 21, Nº 3, 2013, pp. 545-561

CARACTERÍSTICAS PSICOMÉTRICAS Y APLICABILIDAD CLÍNICA DE LA “ESCALA DE AJUSTE DIÁDICO” EN UNA MUESTRA DE

PAREJAS ESPAÑOLAS

José Cáceres Carrasco1-2, David Herrero-Fernández1 e Ioseba Iraurgi Castillo1

1Universidad de Deusto; 2Servicio Navarro de Salud (España)

Resumen El objetivo de este estudio fue evaluar las propiedades psicométricas de la

“Escala de ajuste diádico” (EAD). Participaron 456 españoles de ambos sexos (228 parejas), 45 de ellas satisfechas con su relación. Mediante el análisis factorial confirmatorio se verificó que un modelo tetrafactorial, semejante al original, se ajustaba significativamente mejor que un modelo jerárquico o un modelo unifactorial. La consistencia interna ( de Cronbach) de los factores de primer orden oscila entre 0,60 y 0,84. El análisis por sexos determinó que la bondad de ajuste fue buena entre hombres y mujeres, así como entre parejas armoniosas y parejas con problemas. Se presentan baremos y puntos de corte para cada una de las dimensiones del cuestionario. Los resultados de este estudio son semejantes a los del estudio original de Spanier y a los de los estudios de adaptación en otros países, por lo que se puede recomendar su utilización con poblaciones de parejas en conflicto, para evaluar tanto su situación inicial como su evolución posterior, tras una posible intervención terapéutica y para establecer posibles comparaciones con los otros países. PALABRAS CLAVE: pareja, evaluación, Escala de ajuste diádico. Abstract

The aim of this study was to evaluate the psychometric properties of Dyadic Adjustment Scale (DAS). The answers of 456 Spaniards (228 couples, 45 of which were satisfied with their relationship) were factor analysed through a confirmatory factorial analysis. It was found that a tetra factorial model, similar to the one proposed by the author in his original study, fitted significantly better than a Hierarchic or monofactorial model. The internal consistency (Cronbach’s ) of the first order factors ranged between .60 and .84. Gender-separated analysis determined that the goodness of fit was equally good both in men and women and also between harmony and conflict sample. Cut-off scores for each dimension of the questionnaire were established. The results of this study are similar, as far as cut-off scores and internal consistency are concerned, to those of Spanier's original study and adaptation studies of the questionnaire in other countries. Its use can be recommended with populations of ill adjusted couples,

Correspondencia: José Cáceres Carrasco, Facultad de Psicología, Universidad de Deusto, Avda. de las Universidades, 24, 48007 Bilbao (España). E-mail: jose.caceres@deusto.es

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both in the initial assessment phase, and as a measure of their evolution, after therapeutic interventions, and to establish possible comparisons with couples in conflict from other countries. KEY WORDS: couples, assessment, Dyadic Adjustment Scale.

Introducción

El número de separaciones y divorcios sigue una progresión ascendente en

España y en muchos de los países del entorno Occidental (Eurostat, 2011). Durante algún tiempo se mantuvo que todos los aspectos relacionados con la pareja, dada su naturaleza íntima y privada, difícilmente serían susceptibles de ser sometidos a una investigación empírica. Aún otros han defendido que tales estudios debieran mantenerse en la esfera privada y considerarse solo un dato sociodemográfico más. Pero cada día existen más indicadores que sugieren que estos asuntos privados tienen importantes repercusiones públicas, tanto en el campo social, laboral, clínico como el educativo (Cáceres, 2012), por lo que se empezaron a desarrollar instrumentos para intentar evaluar de manera objetiva el grado de armonía relacional. Uno de los primeros cuestionarios elaborados para evaluar la estabilidad de la relación, bien para comprobar su grado de armonía, bien para analizar posibles deficiencias, fue el “Test de ajuste marital” (Marital Adjustment Test; Locke y Wallace, 1959). Este inventario, de solo 15 ítems, arrojaba una única puntuación global de ajuste total, expresión del grado de armonía general y ha sido utilizado profusamente (Freeston y Plechaty, 1997; Jiang, Terhorst, Donovan, Weimer, Schulz y Sherwood, 2012).

Spanier (1976), a partir de los 15 ítems del Test de ajuste marital de Locke y Wallace (1959) y complementándolos hasta un total de 32 ítems, desarrolló la “Escala de ajuste diádico” (EAD, de ahora en adelante) (Dyadic Adjustment Scale). Esta escala ha sido ampliamente utilizada. Ya en 1985, el autor informaba de que la EAD había sido utilizado en más de 1000 estudios, que podrían subagruparse en tres categorías: utilización clínica, aspectos teóricos y propiedades psicométricas (Spanier, 1985). En la dimensión clínica se ha utilizado para analizar el ajuste relacional, dada su buena capacidad de discriminar parejas bien avenidas de parejas en conflicto y posibilitar información no solo sobre una dimensión global, sino de otras dimensiones importantes (Consenso, Satisfacción, Cohesión y Expresión de afecto), que integrarían el constructo de “ajuste diádico” (Sabourin, Lussier, Laplante y Wright, 1990). Estas cuatro dimensiones permitirían, en el campo clínico, señalar aspectos fuertes y aspectos deficitarios de la relación en la evaluación inicial pre-tratamiento y en evaluaciones posteriores, para clarificar la posible eficacia de las intervenciones diseñadas a la hora de potenciar cada una de estas dimensiones. Así, se ha utilizado con parejas mayores (Trudel, Villeneuve, Preville, Boyer y Frechette, 2010); para valorar la eficacia del tratamientos individuales (Whisman y Jacobson, 1992) y grupales (Cáceres, 1987); para analizar la relación existente entre la armonía y la violencia (Antle, Karam, Christensen, Barbee y Sar, 2011; Cáceres, 2011; Godbout, Dutton, Lussier y Sabourin, 2009) o entre armonía y ansiedad y depresión (Pankiewicz, Majkowicz y Krzykowski, 2012); ante el inicio de la maternidad-paternidad (Ahlborg, Persson y Hallberg, 2005);

Características psicométricas de la Escala de ajuste diádico 547

para el estudio de la satisfacción sexual y felicidad relacional (Heiman et al., 2011) y para valorar el ajuste diádico en pacientes con cáncer (Badr, Carmack, Kashy, Cristofanilli y Revenson, 2010).

Por otra parte, algunos autores han relacionado estas dimensiones con el concepto teórico de amor (Lee, 1976), el cual han operativizado en varios componentes: compañía, recreo y pasión. Otros (Stenberg, 1986) defienden un modelo triangular del amor y le suponen compuesto por intimidad, pasión y compromiso, que también pueden encontrar algún reflejo en las dimensiones medidas por la EAD.

Sus propiedades psicométricas han sido también ampliamente estudiadas (Carey, Spector, Lantinga y Krauss, 1993; Whisman y Jacobson, 1992), debatiéndose si ajusta mejor una o varias dimensiones, o si ha de proponerse una solución intermedia mediante una opción jerárquica (Sabourin et al., 1990).

La EAD ha sido adaptada con muestras de diversos países como: China (Shek y Cheung, 2008), Francia (Vandeleur, Fenton, Ferrero y Preisig, 2003), en cuyos estudios se obtuvieron modelos de cuatro factores primarios, replicando los originales, más uno de segundo orden en el que se integraban los anteriores; Alemania (Dinkel y Balck, 2006), hallándose una estructura de tres factores (los originales excepto Expresión de Afecto); Portugal (Gómez y Leal, 2008), Brasil (Hollist, Falceto, Ferreira, Miller, Springer, Fernandes, y Nunes, 2012) y Turquía (Fisiloglu y Demir, 2000), en cuyos estudios se obtuvo una estructura de cuatro factores similar a la original, aunque en todos ellos se habla de una puntuación total a partir de los factores obtenidos.

Entre los temas críticos se encuentran la ambigüedad del concepto “ajuste” (Trost, 1985), la posible diferenciación entre “ajuste” y “satisfacción” y sus determinantes (Eddy, Heyman y Weiss, 1991; Kazak, Jarmas y Snitzer, 1988) e influencia de la población estudiada y del género en la forma de contestar (Sabourin, Bouchard, Wright y Lussier, 1988; South, Krueger y Iacono, 2009).

Existen varias propuestas, dada la dificultad que a veces se encuentran con ítems individuales de la escala, de versiones abreviadas (Sabourin, Valois y Lussier, 2005) que, supuestamente, discriminan igual de bien que la versión íntegra a las parejas bien avenidas de las parejas en conflicto, pero dichas propuestas han sido escasamente utilizadas.

En español existen varias traducciones y se ha utilizado con población hispana de diversa ascendencia (Bornstein y Bornstein, 1988; Youngblut, Brooten y Menzies, 2006) y con patología diversa ( Espina et al., 2000; Espina, 2002). Pero existe escasa información acerca de sus propiedades psicométricas y aún menos información sobre datos baremados que permitan una base de referencia para la comparación de casos individuales, aspecto este que resulta de gran interés para el profesional que interviene en conflictos de pareja. Los estudios psicométricos españoles sobre la EAD son pocos y, dadas algunas limitaciones respecto a la convergencia con la estructura dimensional propuesta por Spanier, se recomienda el uso de una versión breve. No obstante, aunque la restricción de ítems posiblemente mejore las propiedades psicométricas de la escala, seguramente suponga una limitación a la hora de interpretar comparaciones con otros estudios en los que los resultados se han sido obtenidos con la versión completa del

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instrumento. Los objetivos de este estudio son cuatro. En primer lugar, comprobar la

estructura factorial de la versión española de la EAD y la consistencia interna de los factores resultantes. En segundo lugar, establecer baremos, tanto en el caso de parejas disfuncionales como armoniosas. En tercer lugar, analizar la validez discriminante de la versión desarrollada, calculando los índices de sensibilidad y especificidad a partir de los cuales poder obtener la puntuación de corte para cada factor y para la puntuación total. Finalmente, en cuarto lugar, analizar la concordancia de las respuestas de ambos miembros de la pareja, en cada factor y en la puntuación total en cada una de las dos muestras estudiadas (parejas disfuncionales y parejas armoniosas).

Método

Participantes

La muestra objeto de estudio está compuesta por un total de 456 personas (228 parejas) que acudieron a consulta a un Centro de Salud Mental del Servicio Navarro de Salud, en España. Los motivos de consulta de 366 de estos pacientes (183 parejas) fueron problemas de pareja y habían sido derivados al centro por su médico de Atención Primaria o por otros profesionales de Salud Mental, tras detectar que a la base de la patología inicial (generalmente trastornos afectivos o de ansiedad) se encontraban conflictos relacionales. El resto de la muestra, un total de 90 casos (45 parejas), acudió a consulta por problemas de alguno de sus hijos (generalmente que estos hubieran sido considerados como trastorno por déficit de atención e hiperactividad (THDA) en su entorno escolar) y accedieron a cumplimentar este cuestionario como parte de la evaluación integral del problema.

El número de personas con problemas de pareja (n= 366) fue mayor que el número de participantes del grupo control (n= 90), 2

(1)= 167,05; p< 0,001. La proporción de hombres y mujeres por grupo fue la misma (con problemas de relación, hombres= 180, mujeres= 186; sin problemas de relación: hombres = 45; mujeres = 45), 2

(1)=0,02; p= 0,889. Los participantes del grupo con problemas de pareja tuvieron significativamente más hijos (M= 1,75; DT= 1,23) que los del grupo control (M= 1,68; DT= 1,73), 2

(7)= 14,46; p= 0,044, al igual que tuvieron mayor edad, t(446)= 8,44; p< 0,001, y más años de matrimonio t(298)= 7,64; p< 0,001.

Instrumento

La “Escala de ajuste diádico” (EAD) (Dyadic Adjustment Scale; Spanier, 1976), traducción española de Cáceres (2006). La EAD está formada por 32 ítems que se agrupan en cuatro subescalas: Consenso (13 ítems), Satisfacción (10 ítems), Cohesión (5 ítems) y Expresión de afecto (4 ítems). Los ítems se presentan en diferentes formatos de respuesta, en su mayoría escalas sumativas tipo Likert de valoración de intensidad o frecuencia. En concreto, los ítems 1 a 15 se presentan en una escala de seis puntos (de 0= “siempre en desacuerdo” hasta 5= “siempre de acuerdo”) de valoración del desacuerdo-acuerdo con el enunciado; los ítems 16

Características psicométricas de la Escala de ajuste diádico 549

a 20 en una escala de frecuencia (de 0= “siempre” a 5= “nunca”; la valoración de los ítems 18 y 19 se invierte), los ítems 21 a 32, excepto el 27, 28 y 31, también en una escala de frecuencia (de 0= “nunca” a 5= “todos los días”). El ítem 31 valora el grado de satisfacción con la relación (de 0= “muy insatisfecho” a 6= “perfecto”) y los ítems 27 y 28 son de tipo dicotómico (Sí= 0 / No= 1). Es decir, todos los ítems son recodificados de modo que una mayor puntuación sea expresión de un mayor ajuste en la pareja. La puntuación mínima es 0 y la máxima 151.

Procedimiento

Además de la EAD, cada uno de los participantes participó en un sistema de evaluación más amplio, como parte de la evaluación global de la problemática que le había llevado al centro asistencial. Así, en el caso de problemas de pareja, se combinaron entrevistas diádicas e individuales con la cumplimentación de otros cuestionarios tales como “Cuestionario de áreas de cambio”, “Índice de violencia en la pareja” e “Inventario de estatus marital”. En el caso de dificultades de los hijos, tras una entrevista realizada por un psicólogo clínico especialista con más de 30 años de experiencia, primero sólo con el niño y luego sólo con ambos padres, en la que se valoraron aspectos relacionados con THDA y aspectos relacionales (tales como nivel de armonía relacional, principales áreas de fricción –si hubiera alguna- y recursos empleados para llegar a acuerdos), se realizó una sesión de observación semiestructurada de la dinámica familiar y comportamiento del hijo señalado como problemático, en una sala de espejo unidireccional, sesión en la que se rellenaron los cuestionarios para evaluar el THDA (Cáceres y Herrero, 2011; Conners, Sitarenios, Parker y Epstein, 1998) y la Escala de ajuste diádico.

Transformaciones de datos y estrategia de análisis

Debido a que el número de opciones de respuesta varía entre distintos ítems de la EAD, estos fueron convertidos a una métrica común mediante su transformación en puntuaciones típicas z (Fitzpatrick, Salgado, Suvak, King y King, 2004; Graham, Liu y Jeziorski, 2006), las cuales fueron utilizadas en los análisis de correlación y factorial confirmatorios. No obstante, para la configuración de los baremos de las subescalas e índice total de la EAD, se procedió mediante dos criterios: 1) facilitar la comparación con otros estudios que han utilizado la mensuración originariamente propuesta por Spanier (1976), para lo cual se calculó un índice por subescala y para el total de la EAD a partir de la suma de las puntuaciones directas de los ítems componentes de la dimensión correspondiente y 2) facilitar la comparación entre escalas dado que el número de ítems componentes de cada una no es homogéneo, para lo cual se procedió a transformar las puntuaciones directas de las dimensiones en puntuaciones en base 10 a través del siguiente algoritmo: (puntuación obtenida - mínima puntación posible) * (10 / rango de la escala).

Para la descripción de los ítems de la EAD se calculó para cada uno de ellos la frecuencia de respuestas, su media y desviación típica, su valor de asimetría, el coeficiente de correlación del ítem con el total de la subescala al que corresponde

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y la consistencia interna (alfa de Cronbach) si se retirase dicho ítem. En el caso de las subescalas e Índice total se calcularon la media, desviación típica, asimetría y coeficiente alfa de Cronbach.

Se utilizó la técnica de análisis factorial confirmatorio para comprobar la estructura dimensional de la EAD, poniéndose a prueba tres modelos de estructura que se especificarán en el apartado de resultados. Se utilizó en programa LISREL en su versión 8.80 (Jöreskog y Sörbom, 1997), se trabajó con la matriz de varianzas-covarianzas de los 32 ítems componentes de la EAD utilizándose sus puntuaciones z transformadas y se aplicó el método de máxima verosimilitud para su estimación. La bondad de ajuste de los modelos se valoró a través de cinco índices: el 2 normado, considerándose adecuado un valor inferior a 3 pero no inferior a 1 (Carmines y McIver, 1981); el error de aproximación cuadrático medio (Root Mean Squared Error of Approximation, RMSEA) y su intervalo de confianza del 90%, considerando adecuados valores inferiores a 0,05 y aceptables valores menores que 0,08 (Browne y Cudeck, 1993) y los índices de bondad de ajuste (Goodness Fit Index, GFI), de ajuste comparativo (Comparative Fit Index, CFI) y ajuste no-normado (Non-Normed Fit Index, NNFI), cuyos valores han de ser superiores a 0,90 (Bentler y Bonnet, 1980). Para la selección del modelo a retener, se compararon los índices obtenidos por cada uno de ellos y se aplicó la prueba de la diferencia escalada de Ji cuadrado de Satorra-Bentler entre los modelos en comparación (Satorra y Bentler, 2001).

Las diferencias de medias entre grupos en función del sexo o entre parejas disfuncionales vs armoniosas en cada una de las subescalas e índice total de la EAD se han contrastado mediante la prueba t de Student y calculado el tamaño del efecto de las diferencias mediante el coeficiente d de Cohen.

Se utilizó la correlación intraclase para estimar la concordancia existente entre parejas en su valoración de cada una de las cuatro escalas de las que se compone la EAD y en la puntuación total. Los valores de este coeficiente suelen considerarse bajos si se encuentran por debajo de 0,31, mediocres si se sitúan entre 0,31 y 0,50, moderados si oscilan entre 0,51 y 0,70, altos si se encuentran entre 0,71 y 0,90 y muy altos si superan el valor de 0,90 (Fleiss y Cohen, 1973).

Para valorar la capacidad discriminante de la EAD y sus dimensiones en la clasificación de parejas disfuncionales o funcionales (en conflicto o no) se sometieron a prueba las cuatro escalas y la puntuación total a un análisis de curvas ROC (Receiver Operating Characteristic curve). Esta metodología permite estimar la capacidad discriminativa del test a partir del cálculo del área bajo la curva (ABC), cuyo coeficiente es una expresión de la habilidad del instrumento para distinguir entre parejas conflictivas o no, en nuestro caso (p. ej., una ABC de 0,85 es interpretada como una clasificación correcta en un 85% de los casos). Asimismo, permite estimar la probabilidad que tiene la prueba de detectar verdaderos positivos (sensibilidad) y verdaderos negativos (especificidad) y a través de la aplicación del índice de Youden (sensibilidad + especificidad - 1) estimar el punto de corte adecuado para la clasificación. Las puntuaciones de corte para cada una de las escalas y puntuación total se obtuvieron tanto para las puntuaciones directas como para las puntuaciones de base 10.

Características psicométricas de la Escala de ajuste diádico 551

Resultados

Estadísticos descriptivos

En la tabla 1 se presentan los datos descriptivos de los 32 ítems de la EAD, de las cuatro escalas específicas y del índice total. La media de este índice total es de 92,88 para un recorrido posible entre 32 y 189. En su transformación decimal equivaldría a una puntuación de 3,22 que, sobre un máximo de 10, sería expresión de un bajo ajuste diádico. En general, los ítems presentan asimetrías tolerables (entre -1 y +1), salvo los ítems 1, 3, 17, 19 y 32; presentan valores de correlación ítem-total escala a la que pertenecen por encima de 0,30 (salvo el ítem 17; r= 0,27); y en ningún caso el valor del alfa si se retirase el ítem alcanza un valor superior al mostrado por la escala correspondiente.

Tabla 1

Estadísticos descriptivos y de consistencia interna de la Escala de ajuste diádico (EAD)

Dimensión (o factor) / ítem 1 2 3 4 5 6 7 M DT As ri-t

Factor 1. Consenso - - - - - - - 42,76 10,88 -0,66 - 0,87

1. Manejo de finanzas familiares 14 24 42 72 175 141 - 3,69 1,29 -1,09 0,52 0,87

2. Diversiones 15 38 96 132 156 31 - 3,00 1,19 -0,52 0,63 0,86

3. Cuestiones religiosas 24 25 31 77 151 159 - 3,68 1,41 -1,14 0,34 0,88

5. Amistades 17 23 43 116 177 92 - 3,47 1,25 -0,94 0,55 0,86 7. Convencionalismos 23 47 89 163 127 18 - 2,81 1,20 -0,54 0,63 0,86 8. Filosofía de la vida 30 48 73 139 148 29 - 2,89 1,30 -0,60 0,69 0,86

9. Relaciones con los suegros 29 30 52 108 154 93 - 3,30 1,40 -0,80 0,33 0,88

10. Objetivos, fines, valores 19 24 59 115 180 71 - 3,34 1,26 -0,85 0,70 0,86 11. Cantidad de tiempo a pasar

juntos 22 43 73 121 135 74 - 3,12 1,36 -0,52 0,61 0,86

12. Toma de decisiones importantes 11 27 40 87 184 118 - 3,65 1,30 -0,34 0,59 0,86

13. Tareas domésticas 31 36 69 120 147 65 - 3,09 1,38 -0,63 0,45 0,87 14. Intereses y actividades a

realizar durante el ocio 27 44 70 141 142 43 - 2,99 1,34 -0,38 0,63 0,86

15. Decisiones en relación con el trabajo 17 20 42 87 181 119 - 3,63 1,30 -0,88 0,52 0,87

Factor 2. Satisfacción - - - - - - - 32,97 7,97 -0,48 - 0,84 16. ¿Con qué frecuencia habéis

pensado en el divorcio o en laseparación

5 11 85 152 118 97 - 3,41 1,14 -0,26 0,62 0,82

17. ¿Con qué frecuencia te vas de casa tras una pelea?

1 4 23 48 126 266 - 4,33 0,93 -1,49 0,27 0,85

*18. ¿Con qué frecuenciapiensas que las cosas os vanbien como pareja?

29 83 133 99 83 38 - 2,51 1,35 0,09 0,68 0,82

*19. ¿Confías en tu pareja? 16 15 36 38 113 247 - 4,06 1,33 -1,53 0,52 0,83

20. ¿Lamentas haberte casado? 14 10 38 92 102 211 - 3,93 1,35 -0,38 0,56 0,83

21. ¿Con qué frecuencia reñís? 15 34 167 164 83 5 - 2,60 1,00 -0,29 0,57 0,83

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29. ¿Con qué frecuencia hacesque el otro pierda losestribos?

11 29 123 162 124 19 - 2,89 1,07 -0,35 0,52 0,83

30. ¿Besas a tu pareja? 21 41 67 101 193 45 - 3,15 1,29 -0,76 0,47 0,84 31. (ver Nota 1 para formulación

del ítem) 38 124 108 84 65 31 14 2,36 1,53 0,50 0,69 0,81

32. De las formas siguientes,¿cuál refleja mejor tu forma de ver el futuro de turelación?

17 13 53 80 161 140 - 3,68 1,30 -1,01 0,49 0,83

Factor 3: Cohesión - - - - - - - 10,40 5,36 0,27 - 0,76 22. ¿Participáis juntos en

actividades fuera de la pareja?

86 130 132 84 32 3 - 1,71 1,24 0,67 0,38 0,76

23. Intercambiáis ideas estimulantes 97 117 103 94 26 28 - 1,83 1,44 0,52 0,63 0,68

24. Os reís juntos 29 55 71 119 74 115 - 3,09 1,54 -0,32 0,57 0,70

25. Discutís algo con calma 101 94 112 100 19 39 - 1,91 1,48 0,45 0,55 0,70 26. ¿Trabajáis juntos en un

proyecto? 136 117 68 44 25 75 - 1,85 1,78 0,66 0,51 0,72

Factor 4: Expresión del afecto - - - - - - - 6,74 3,09 0,21 - 0,60

4. Demostración de afecto 22 44 106 118 107 71 - 2,98 1,37 -0,27 0,52 0,41

6. Relaciones sexuales 53 64 95 79 120 56 - 2,68 1,55 -0,21 0,54 0,41 27. Estar demasiado cansado/a

para hacer el amor (n; Sí / No)201 265 - - - - - 0,57 0,50 -0,28 0,35 0,59

28. Ausencia de demostraciones afectivas (n; Sí / No)

254 214 - - - - - 0,46 0,50 0,17 0,38 0,58

Índice total (Ajuste diádicoglobal)

- - - - - - - 92,88 23,01 -0,46 - 0,92

Notas: El ítem se formula de la siguiente manera: “Los puntos de la línea de abajo representan grados diferentes de satisfacción con su relación. Suponiendo que el punto marcado con la palabra “satisfecho” refleja el grado de satisfacción obtenido por la mayoría de las parejas, rodea con un círculo el punto que mejor refleje tu propio grado de satisfacción”. Las opciones de respuesta son: “Muy insatisfecho”, “Bastante insatisfecho”, “Un poco insatisfecho”, “Satisfecho”, “Muy satisfecho”, “Extremadamente satisfecho”, “Perfecto”. *Ítems recodificados (la media se ha calculado con los ítems recodificados, pero se han mantenido sin recodificar la frecuencia alcanzada en cada nivel de respuesta); As= asimetría; ri-t= coeficiente de correlación del ítem con el resto de la escala. Consistencia interna

La fiabilidad alcanzada por el total de la escala (α= 0,92) y tres de las escalas de la EAD (Consenso, Satisfacción y Cohesión) (alfas de 0,87; 0,84 y 0,76) son considerados como altos o muy altos (Cohen, 1977), mientras que la dimensión Expresión de afecto ha alcanzado una fiabilidad moderada (α= 0,60), probablemente debido al bajo número de ítems componentes y a que entre ellos se hallan los dos únicos ítems dicotómicos del instrumento. Análisis factorial confirmatorio

Se han probado tres estructuras factoriales: 1) un modelo unifactorial donde todos los ítems componentes saturan en un único factor de ajuste diádico; 2) un

Características psicométricas de la Escala de ajuste diádico 553

modelo tetrafactorial, donde los ítems correspondientes saturan en las dimensiones teóricas propuestas en el diseño de la escala; y 3) un modelo jerárquico donde las cuatro dimensiones teóricas se subsumen en un factor general. Se ha verificado la violación de los supuestos de normalidad multivariada, tanto de la asimetría, 1,p= 152.03; p<0,001, como de la curtosis, 2,p= 1290,56; p< 0,001 (Mardia, 1970). En la figura 1 se representa la solución factorial del modelo jerárquico y los valores de bondad de ajuste de los tres modelos probados. En los tres modelos, los índices de razón de verosimilitud (2), como medida de ajuste global, han resultado ser estadísticamente significativos lo cual indicaría que el ajuste del modelo empírico al teórico no es adecuado. No obstante, en muestras grandes (n> 100), el valor de 2 tiende a aumentar debido al error de especificación del modelo (Jöreskog y Sörbom, 1997), por lo que suele recurrirse a otros índices para decidir el ajuste del modelo. Si se atiende al valor de 2 normado (2/gl), ninguno de los modelos se sitúa en valores inferiores a 1, lo cual indicaría un sobreajuste y tan sólo el modelo unifactorial presenta un valor superior a 4, indicativo de que necesita un mejor ajuste. El conjunto de índices de bondad de ajuste del modelo tretrafactorial y jerárquico muestran adecuados valores de adecuación y la prueba de la diferencia escalada de Satorra-Bentler entre ambos modelos no resulta estadísticamente significativa (p= 0,942). Por tanto, el modelo más parsimonioso resultaría ser el modelo tetrafactorial, si bien se ha optado por representar el modelo jerárquico dadas sus implicaciones teóricas.

Figura 1

Análisis factorial confirmatorio de la Escala de ajuste diádico (EAD)

554 CÁCERES, HERRERO-FERNÁNDEZ E IRAURGI

Complementariamente a estos análisis, se procedió a dividir la muestra por sexos, con la intención de analizar el ajuste del modelo jerárquico resultante específicamente en una muestra de hombres y en otra de mujeres. El objetivo era verificar los resultados de bondad de ajuste del modelo global ya que, al estar la muestra integrada por parejas, la tendencia a la autocorrelación de los datos podría llevar a una sobreestimación de los índices de bondad de ajuste. Los resultados mostraron un ajuste satisfactorio tanto en la muestra de hombres ( 2/gl= 1,96; RMSEA= 0,066 [IC 90%= 0,059 a 0,072]; CFI= 0,93; NNFI= 0,92) como en la de mujeres (2/gl= 1,94; RMSEA= 0,064 [IC 90%= 0,058 a 0,070]; CFI= 0,97; NNFI= 0,96). Diferencia de medias entre hombres y mujeres

Las medias en las cuatro escalas y puntuación total de la EAD en función del sexo y las pruebas de contraste se presentan en la tabla 2. Se hallaron diferencias estadísticamente significativas en todos los factores excepto en la Expresión de afecto, puntuando en todos los casos los hombres por encima de las mujeres y alcanzándose el mayor efecto en las dimensiones Satisfacción (d= 0,40) e Índice total (d= 0,38), que resultan moderados-bajos.

Tabla 2

Comparaciones de medias en las puntuaciones de la Escala de ajuste diádico (EAD) por sexos y por grupos de parejas

Factores de la EAD

Hombres (n= 231)

Mujeres (n= 237) t d

Parejas con problemas (n= 348)

Control (n= 88) t d

M DT M DT M DT M DTConsenso 44,49 9,18 41,08 12,09 3,42* 0,32 41,71 11,14 48,14 7,68 -5,18** -0,67 Satisfacción 34,57 7,18 31,41 8,40 4,35** 0,40 31,83 7,79 38,17 6,38 -7,11** -0,89 Cohesión 11,15 5,20 9,66 5,43 3,01* 0,28 10,03 5,20 12,79 5,11 -4,53** -0,54 Expresión de afecto

6,97 2,93 6,53 3,22 1,55 0,14 6,30 3,05 8,81 2,37 -7,27** -0,92

Puntuación total 97,21 19,70 88,68 25,15 4,02** 0,38 89,70 22,62 107,73 18,26 -6,97** -0,88

Nota: *p< 0,01; **p< 0,001.

Diferencias de medias entre grupos

Asimismo, en la tabla 2 aparecen los contrastes de diferencias en función de la presencia o no conflicto en la pareja. Para todos los posibles contrastes se han hallado diferencias estadísticamente significativas siendo en tres de ellos el tamaño del efecto alto o muy alto (Puntuación total d= 0,88; Satisfacción d= 0,89 y Expresión de afecto d= 0,92).

Características psicométricas de la Escala de ajuste diádico 555

Concordancia en el ajuste percibido

Los resultados se muestran en la tabla 3. A pesar de que todos los contrastes alcanzaron significación, los tamaños de efecto fueron mayores en el caso de las comparaciones relativas al grupo conformado por personas que no habían reportado problemas de pareja, lo que denota un mayor grado de acuerdo acerca del ajuste diádico en todas las dimensiones. La menor discrepancia se observó en la escala Satisfacción entre las parejas sin conflicto (= 0,84), mientras que la mayor se evidenció en Expresión del Afecto de las parejas con problemas (= 0,44).

Tabla 3

Análisis de la concordancia entre miembros de la pareja en las dimensiones de la Escala de ajuste diádico (EAD)

Dimensiones de la EAD Parejas con problemas (n=

174 parejas) Control

(n= 44 parejas) IC 95% IC 95%

1. Consenso 0,59* 0,43 - 0,70 0,67* 0,40 - 0,82 2. Satisfacción 0,64* 0,44 - 0,76 0,84* 0,71 - 0,91 3. Cohesión 0,60* 0,45 - 0,71 0,81* 0,65 - 0,90 4. Expresión de afecto 0,44* 0,24 - 0,58 0,78* 0,61 - 0,88 Puntuación total 0,66* 0,48 - 0,77 0,86* 0,75 - 0,93 Nota: *p< 0,001. Validez discriminante

Los resultados se detallan en la figura 2 (curvas ROC) y en la tabla 4, en la cual figuran igualmente los valores de sensibilidad y especificidad y los puntos de corte en las puntuaciones directas y decimales para cada una de las escalas. Las escalas de Satisfacción, Expresión de afecto y Puntuación total muestran una capacidad discriminativa moderada-alta (ABC> 0,70), si bien los valores de sensibilidad y especificidad tienden a bajos para una labor de clasificación.

Tabla 4

Puntuación de corte, sensibilidad y especificidad para cada factor y puntuación total de la Escala de ajuste diádico (EAD)

Factores de la EAD

Área bajo la curva (ABC) Sensibilidad Especificidad

Puntos de corte

ABC Límite inferior*

Límite superior* Directas Decimal

Consenso 0,69 0,63 0,74 0,68 0,62 46,50 7,15 Satisfacción 0,75 0,69 0,80 0,72 0,69 36,50 7,16 Expresión de afecto

0,75 0,70 0,80 0,75 0,66 7,50 6,25

Cohesión 0,65 0,59 0,71 0,66 0,58 10,50 4,20 Total 0,74 0,68 0,80 0,70 0,70 103,50 6,76 Nota: *Intervalo de confianza del 95% del ABC.

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Figura 2 Validez discriminante de la EAD- análisis ROC (curva operativa del receptor)

Baremos

Finalmente se calcularon los baremos, en percentiles, tanto para las puntuaciones directas como para las transformadas en base 10 (tabla 5), de cara a poder establecer comparaciones en base al grupo normativo utilizado como muestra en el presente estudio.

Tabla 5

Baremos (percentiles - Pc) de los factores y la puntuación total de la Escala de ajuste diádico (EAD)

Puntuaciones base 10 Puntuaciones directas

Pc Consenso Satisfacción Cohesión Afecto Total Consenso Satisfacción Cohesión Afecto Total 1 1,79 2,35 0,00 0,00 2,29 11,66 12,00 0,00 0,00 35,00 3 3,08 2,94 0,40 0,83 2,92 20,00 15,00 1,00 1,00 44,68 5 3,54 3,73 0,80 1,67 3,20 23,00 19,00 2,00 2,00 49,00 10 4,15 4,35 1,60 2,50 4,05 27,00 22,20 4,00 3,00 62,00 15 4,77 4,71 2,00 2,54 4,51 31,00 24,00 5,00 3,05 69,00 20 5,23 5,10 2,40 3,33 4,85 34,00 26,00 6,00 4,00 74,20 25 5,54 5,29 2,40 4,17 5,10 36,00 27,00 6,00 5,00 78,00 30 5,69 5,69 2,80 4,17 5,29 37,00 29,00 7,00 5,00 81,00 35 6,00 5,88 3,20 4,17 5,49 39,00 30,00 8,00 5,00 84,00 40 6,37 6,08 3,60 5,00 5,69 41,40 31,00 9,00 6,00 87,00 45 6,62 6,27 3,60 5,00 5,95 43,00 32,00 9,00 6,00 91,00 50 6,92 6,67 4,00 5,83 6,21 45,00 34,00 10,00 7,00 95,00 55 7,08 6,86 4,40 5,83 6,46 46,00 35,00 11,00 7,00 98,80

Características psicométricas de la Escala de ajuste diádico 557

60 7,23 7,06 4,40 6,67 6,60 47,00 36,00 11,00 8,00 101,00 65 7,38 7,25 4,80 6,67 6,86 48,00 37,00 12,00 8,00 105,00 70 7,54 7,45 5,20 7,50 6,99 49,00 38,00 13,00 9,00 107,00 75 7,77 7,65 5,60 7,50 7,25 50,50 39,00 14,00 9,00 111,00 80 8,00 7,84 6,00 8,33 7,45 52,00 40,00 15,00 10,00 114,00 85 8,31 8,04 6,80 8,33 7,65 54,00 41,00 17,00 10,00 117,00 90 8,46 8,43 7,20 8,33 7,97 55,00 43,00 18,00 10,00 122,00 95 8,77 8,63 8,00 9,17 8,31 57,00 44,00 20,00 11,00 127,20 97 9,08 8,85 8,40 10,00 8,43 59,00 45,14 21,00 12,00 129,00 99 9,54 9,22 9,20 10,00 8,82 62,00 47,00 23,00 12,00 134,88

Discusión

Los análisis muestran que existen razones tanto teóricas como empíricas para defender la estructura del cuestionario de cuatro factores integrados en un factor de segundo orden. Esta estructura es coherente con el hecho de que en todas las versiones en las que se han obtenido cuatro factores se proponga la obtención de una única puntuación global a partir de la suma de todos ellos, constituyendo un factor de segundo orden integrador de los factores primarios (Fisiloglu y Demir, 2000; Gómez y Leal, 2008; Hollist et al., 2012; Sabourin et al., 1990; Shek y Cheung, 2008; Spanier, 1976; Vandeleur et al., 2003). A pesar de esto, únicamente en las versiones china y francesa se ha analizado estadísticamente el modelo con la puntuación total como factor de segundo orden. En el resto de versiones, únicamente se propone la suma de los factores de primer orden para obtener la puntuación total.

La consistencia interna de los cuatro factores detectados en el presente estudio compara bien con la de la muestra original de Spanier: Consenso (13 ítems, = 0,84 en nuestro caso y 0,90 en el original), Satisfacción (10 ítems, = 0,84; 0,94 en el original), Expresión del afecto (4 ítems, = 0,60; 0,73 en el original) y Cohesión (5 ítems, = 0,76; 0,81 en el original). La escala total mostró una elevada consistencia interna (= 0,92; 0,96 en el original). Estos resultados están, también, en consonancia con los de un meta-análisis realizado a partir de varios estudios sobre la EAD (Graham et al., 2006). La baja consistencia interna del factor “Expresión de afecto”, probablemente se deba al relativamente reducido número de ítems de los que se compone o, también, como estos mismos autores sugieren, a que la Expresión de afecto implique connotaciones diferentes en muestras con características diferentes.

En cuanto a la validez discriminante, nuestros resultados son, también, parecidos a los del estudio original. En nuestro estudio la puntuación total de las parejas en conflicto fue de 87,39 (DT= 21,53) mientras que en los divorciados del estudio original fue de 70,7 (DT= 23,8) y en las parejas control fue de 104,15 (DT= 17,41) mientras que en la población general de Spanier fue de 114,8 (DT= 17,8). Los resultados obtenidos evidencian que la EAD discrimina entre parejas en conflicto y parejas armoniosas, tal como se ha visto corroborado en el estudio de la validez discriminante mediante el cálculo de los índices de sensibilidad y especificidad. Las puntuaciones medias en ambas subpoblaciones son ligeramente

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más altas en la muestra española en conflicto frente a la de la muestra original y más baja la muestra control de nuestro estudio frente a las bien avenidas de Spanier. Ello podría deberse a cuestiones muestrales, al margen de la nacionalidad y poder explicarse en base a que se trata de subpoblaciones ligeramente diferentes en cuanto al estatus marital: Spanier estudió parejas bien avenidas y parejas ya divorciadas mientras que en nuestro caso fueron parejas en conflicto -pero que todavía no se han divorciado- frente a parejas que asisten a consulta por algún problema psicopatológico en los hijos (que quizá no necesariamente deberían considerarse todas bien avenidas).

Estos resultados concuerdan también con otros que valoran fiabilidad y validez del cuestionario, en el que los Coeficientes alfa oscilaron entre 0,70, para la subescala de 4 ítems Expresión de afecto y 0,95, para la puntuación total de 32 ítems (Carey et al., 1993). Son, también, poco diferentes de los obtenidos en su adaptación en una población turca (Fisiloglu y Demir, 2000), con coeficientes alfa 0,92 y de los obtenidos en USA con una muestra hispana (Youngblut et al., 2006) cuyas consistencias internas oscilan entre 0,67 (Expresión de afecto) y 0,93 para la puntuación total de la EAD.

Una limitación importante de este estudio estriba en que, al estudiar una muestra oportunista (parejas que acuden a un Centro de Salud Mental) la generalización de los resultados no pueda ser extensible a la población general. Sin embargo, sí podrían tomarse como valores de referencia para el análisis de la calidad de la relación de parejas disfuncionales y no simplemente de su satisfacción, que, en último extremo son las más susceptibles de acudir demandando asesoramiento. Aunque Spanier (1976) propone que el clínico/investigador interesado podría elegir cualquiera de las subescalas como variable a analizar, nuestros resultados sugieren que tales subescalas, especialmente Expresión de afecto, no debieran emplearse de manera aislada. Estos resultados avalan, también, que podamos contrastar las puntuaciones obtenidas en España con las de igual subpoblación de otros países y evaluar posibles cambios en estudios pre y postratamiento.

Del perfil surgido de nuestra muestra se puede concluir que las parejas supuestamente bien avenidas no sólo obtienen puntuaciones más altas, sino que demuestran más acuerdo entre ambos miembros de la pareja en cuanto a la valoración de las distintas dimensiones del ajuste diádico. Las parejas en conflicto, por el contrario, obtienen puntuaciones más bajas y son menos concordantes sus valoraciones en lo referente al consenso, satisfacción, cohesión y especialmente expresión de afecto existente entre ellos.

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RECIBIDO: 20 de septiembre de 2012 ACEPTADO: 5 de junio de 2013