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Behavioral Psychology / Psicologa Conductual, Vol. 21, N 3, 2013, pp. 547-563

CARACTERSTICAS PSICOMTRICAS Y APLICABILIDAD CLNICADE LA ESCALA DE AJUSTE DIDICO EN UNA MUESTRA DE

PAREJAS ESPAOLASPsychometric properties and clinical applicability of Dyadic

Adjustment Scale in a Spanish sample

Jos Cceres Carrasco1-2, David Herrero-Fernndez1yIoseba Iraurgi Castillo1

1

Universidad de Deusto;2

Servicio Navarro de Salud (Espaa)

ResumenEl objetivo de este estudio fue evaluar las propiedades psicomtricas de la

Escala de ajuste didico (EAD). Participaron 456 espaoles de ambos sexos(228 parejas), 45 de ellas satisfechas con su relacin. Mediante el anlisis factorialconfirmatorio se verific que un modelo tetrafactorial, semejante al original, seajustaba significativamente mejor que un modelo jerrquico o un modelounifactorial. La consistencia interna ( de Cronbach) de los factores de primerorden oscila entre 0,60 y 0,84. El anlisis por sexos determin que la bondad deajuste fue buena entre hombres y mujeres, as como entre parejas armoniosas yparejas con problemas. Se presentan baremos y puntos de corte para cada una delas dimensiones del cuestionario. Los resultados de este estudio son semejantes alos del estudio original de Spanier y a los de los estudios de adaptacin en otrospases, por lo que se puede recomendar su utilizacin con poblaciones de parejasen conflicto, para evaluar tanto su situacin inicial como su evolucin posterior,tras una posible intervencin teraputica y para establecer posiblescomparaciones con los otros pases.PALABRAS CLAVE:pareja, evaluacin, Escala de ajuste didico.

Abstract

The aim of this study was to evaluate the psychometric properties of DyadicAdjustment Scale (DAS). The answers of 456 Spaniards (228 couples, 45 of whichwere satisfied with their relationship) were factor analysed through aconfirmatory factorial analysis. It was found that a tetra factorial model, similar tothe one proposed by the author in his original study, fitted significantly betterthan a Hierarchic or monofactorial model. The internal consistency (Cronbachs )of the first order factors ranged between .60 and .84. Gender-separated analysisdetermined that the goodness of fit was equally good both in men and womenand also between harmony and conflict sample. Cut-off scores for eachdimension of the questionnaire were established. The results of this study are

Correspondencia: Jos Cceres Carrasco, Facultad de Psicologa, Universidad de Deusto, Avda. de lasUniversidades, 24, 48007 Bilbao (Espaa). E-mail: [email protected]

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similar, as far as cut-off scores and internal consistency are concerned, to those ofSpanier's original study and adaptation studies of the questionnaire in othercountries. Its use can be recommended with populations of ill adjusted couples,

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

Introduccin

El nmero de separaciones y divorcios sigue una progresin ascendente enEspaa y en muchos de los pases del entorno Occidental (Eurostat, 2011). Durantealgn tiempo se mantuvo que todos los aspectos relacionados con la pareja, dadasu naturaleza ntima y privada, difcilmente seran susceptibles de ser sometidos a

una investigacin emprica. An otros han defendido que tales estudios debieranmantenerse en la esfera privada y considerarse solo un dato sociodemogrficoms. Pero cada da existen ms indicadores que sugieren que estos asuntosprivados tienen importantes repercusiones pblicas, tanto en el campo social,laboral, clnico como el educativo (Cceres, 2012), por lo que se empezaron adesarrollar instrumentos para intentar evaluar de manera objetiva el grado dearmona relacional. Uno de los primeros cuestionarios elaborados para evaluar laestabilidad de la relacin, bien para comprobar su grado de armona, bien paraanalizar posibles deficiencias, fue el Test de ajuste marital (Marital AdjustmentTest; Locke y Wallace, 1959). Este inventario, de solo 15 tems, arrojaba una nica

puntuacin global de ajuste total, expresin del grado de armona general y hasido utilizado profusamente (Freeston y Plechaty, 1997; Jiang, Terhorst, Donovan,Weimer, Schulz y Sherwood, 2012).

Spanier (1976), a partir de los 15 tems del Test de ajuste marital de Locke yWallace (1959) y complementndolos hasta un total de 32 tems, desarroll laEscala de ajuste didico (EAD, de ahora en adelante) (Dyadic Adjustment Scale).Esta escala ha sido ampliamente utilizada. Ya en 1985, el autor informaba de quela EAD haba sido utilizado en ms de 1000 estudios, que podran subagruparse entres categoras: utilizacin clnica, aspectos tericos y propiedades psicomtricas(Spanier, 1985). En la dimensin clnica se ha utilizado para analizar el ajusterelacional, dada su buena capacidad de discriminar parejas bien avenidas deparejas en conflicto y posibilitar informacin no solo sobre una dimensin global,sino de otras dimensiones importantes (Consenso, Satisfaccin, Cohesin yExpresin de afecto), que integraran el constructo de ajuste didico (Sabourin,Lussier, Laplante y Wright, 1990). Estas cuatro dimensiones permitiran, en elcampo clnico, sealar aspectos fuertes y aspectos deficitarios de la relacin en laevaluacin inicial pre-tratamiento y en evaluaciones posteriores, para clarificar laposible eficacia de las intervenciones diseadas a la hora de potenciar cada una deestas dimensiones. As, se ha utilizado con parejas mayores (Trudel, Villeneuve,Preville, Boyer y Frechette, 2010); para valorar la eficacia del tratamientosindividuales (Whisman y Jacobson, 1992) y grupales (Cceres, 1987); para analizar

la relacin existente entre la armona y la violencia (Antle, Karam, Christensen,Barbee y Sar, 2011; Cceres, 2011; Godbout, Dutton, Lussier y Sabourin, 2009) o

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Caractersticas psicomtricas de la Escala de ajuste didico 549entre armona y ansiedad y depresin (Pankiewicz, Majkowicz y Krzykowski, 2012);ante el inicio de la maternidad-paternidad (Ahlborg, Persson y Hallberg, 2005);para el estudio de la satisfaccin sexual y felicidad relacional (Heiman et al., 2011)

y para valorar el ajuste didico en pacientes con cncer (Badr, Carmack, Kashy,Cristofanilli y Revenson, 2010).

Por otra parte, algunos autores han relacionado estas dimensiones con elconcepto terico de amor (Lee, 1976), el cual han operativizado en varioscomponentes: compaa, recreo y pasin. Otros (Stenberg, 1986) defienden unmodelo triangular del amor y le suponen compuesto por intimidad, pasin ycompromiso, que tambin pueden encontrar algn reflejo en las dimensionesmedidas por la EAD.

Sus propiedades psicomtricas han sido tambin ampliamente estudiadas(Carey, Spector, Lantinga y Krauss, 1993; Whisman y Jacobson, 1992),

debatindose si ajusta mejor una o varias dimensiones, o si ha de proponerse unasolucin intermedia mediante una opcin jerrquica (Sabourin et al., 1990).La EAD ha sido adaptada con muestras de diversos pases como: China (Shek

y Cheung, 2008), Francia (Vandeleur, Fenton, Ferrero y Preisig, 2003), en cuyosestudios se obtuvieron modelos de cuatro factores primarios, replicando losoriginales, ms uno de segundo orden en el que se integraban los anteriores;Alemania (Dinkel y Balck, 2006), hallndose una estructura de tres factores (losoriginales excepto Expresin de Afecto); Portugal (Gmez y Leal, 2008), Brasil(Hollist, Falceto, Ferreira, Miller, Springer, Fernandes, y Nunes, 2012) y Turqua(Fisiloglu y Demir, 2000), en cuyos estudios se obtuvo una estructura de cuatrofactores similar a la original, aunque en todos ellos se habla de una puntuacintotal a partir de los factores obtenidos.

Entre los temas crticos se encuentran la ambigedad del concepto ajuste(Trost, 1985), la posible diferenciacin entre ajuste y satisfaccin y susdeterminantes (Eddy, Heyman y Weiss, 1991; Kazak, Jarmas y Snitzer, 1988) einfluencia de la poblacin estudiada y del gnero 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 contems individuales de la escala, de versiones abreviadas (Sabourin, Valois y Lussier,2005) que, supuestamente, discriminan igual de bien que la versin ntegra a lasparejas bien avenidas de las parejas en conflicto, pero dichas propuestas han sido

escasamente utilizadas.En espaol existen varias traducciones y se ha utilizado con poblacin hispana

de diversa ascendencia (Bornstein y Bornstein, 1988; Youngblut, Brooten yMenzies, 2006) y con patologa diversa ( Espina et al., 2000; Espina, 2002). Peroexiste escasa informacin acerca de sus propiedades psicomtricas y an menosinformacin sobre datos baremados que permitan una base de referencia para lacomparacin de casos individuales, aspecto este que resulta de gran inters para elprofesional que interviene en conflictos de pareja. Los estudios psicomtricosespaoles sobre la EAD son pocos, y dadas algunas limitaciones respecto a laconvergencia con la estructura dimensional propuesta por Spanier, se recomienda

el uso de una versin breve. No obstante, aunque la restriccin de temsposiblemente mejore las propiedades psicomtricas de la escala, seguramente

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suponga una limitacin a la hora de interpretar comparaciones con otros estudiosen los que los resultados se han sido obtenidos con la versin completa delinstrumento.

Los objetivos de este estudio son cuatro. En primer lugar, comprobar laestructura factorial de la versin espaola de la EAD y la consistencia interna de losfactores resultantes. En segundo lugar, establecer baremos, tanto en el caso deparejas disfuncionales como armoniosas. En tercer lugar, analizar la validezdiscriminante de la versin desarrollada, calculando los ndices de sensibilidad yespecificidad a partir de los cuales poder obtener la puntuacin de corte para cadafactor y para la puntuacin total. Finalmente, en cuarto lugar, analizar laconcordancia de las respuestas de ambos miembros de la pareja, en cada factor yen la puntuacin total en cada una de las dos muestras estudiadas (parejasdisfuncionales y parejas armoniosas).

Mtodo

Participantes

La muestra objeto de estudio est compuesta por un total de 456 personas(228 parejas) que acudieron a consulta a un Centro de Salud Mental del ServicioNavarro de Salud, en Espaa. Los motivos de consulta de 366 de estos pacientes(183 parejas) fueron problemas de pareja y haban sido derivados al centro por sumdico de Atencin Primaria o por otros profesionales de Salud Mental, trasdetectar que a la base de la patologa inicial (generalmente trastornos afectivos ode ansiedad) se encontraban conflictos relacionales. El resto de la muestra, un totalde 90 casos (45 parejas), acudi a consulta por problemas de alguno de sus hijos(generalmente que estos hubieran sido considerados como trastorno por dficit deatencin e hiperactividad (THDA) en su entorno escolar) y accedieron acumplimentar este cuestionario como parte de la evaluacin integral del problema.

El nmero de personas con problemas de pareja (n=366) fue mayor que elnmero de participantes del grupo control (n= 90), 2(1)= 167.05; p< 0,001. Laproporcin de hombres y mujeres por grupo fue la misma (con problemas derelacin, hombres= 180, mujeres=186; sin problemas de relacin: hombres = 45;mujeres =45), 2(1)=0,02;p= 0,889. Los participantes del grupo con problemas de

pareja tuvieron significativamente ms hijos (M=1,75; DT=1,23) que los del grupocontrol (M=1,68; DT=1,73), 2(7)= 14.46;p= 0,044, al igual que tuvieron mayoredad, t(446)= 8,44;p< 0,001, y ms aos de matrimonio t(298)= 7,64;p< 0,001.

Instrumento

La Escala de ajuste didico (EAD) (Dyadic Adjustment Scale; Spanier, 1976),traduccin espaola de Cceres (2006). La EAD est formada por 32 tems que seagrupan en cuatro subescalas: Consenso (13 tems), Satisfaccin (10 tems),Cohesin (5 tems) y Expresin de afecto (4 tems). Los tems se presentan en

diferentes formatos de respuesta, en su mayora escalas sumativas tipo Likert devaloracin de intensidad o frecuencia. En concreto, los tems 1 a 15 se presentan

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Caractersticas psicomtricas de la Escala de ajuste didico 551en una escala de seis puntos (de 0= siempre en desacuerdo hasta 5= siemprede acuerdo) de valoracin del desacuerdo-acuerdo con el enunciado; los tems 16a 20 en una escala de frecuencia (de 0= siempre a 5= nunca; la valoracin de

los tems 18 y 19 se invierte), los tems 21 a 32, excepto el 27, 28 y 31, tambin enuna escala de frecuencia (de 0= nunca a 5= todos los das). El tem 31 valorael grado de satisfaccin con la relacin (de 0= muy insatisfecho a 6= perfecto)y los tems 27 y 28 son de tipo dicotmico (S= 0 / No= 1). Es decir, todos los temsson recodificados de modo que una mayor puntuacin sea expresin de un mayorajuste en la pareja. La puntuacin mnima es 0 y la mxima 151.

Procedimiento

Adems de la EAD, cada uno de los participantes particip en un sistema de

evaluacin ms amplio, como parte de la evaluacin global de la problemtica quele haba llevado al centro asistencial. As, en el caso de problemas de pareja, secombinaron entrevistas didicas e individuales con la cumplimentacin de otroscuestionarios tales como Cuestionario de reas de cambio, ndice de violenciaen la pareja e Inventario de estatus marital. En el caso de dificultades de loshijos, tras una entrevista realizada por un psiclogo clnico especialista con ms de30 aos de experiencia, primero slo con el nio y luego slo con ambos padres,en la que se valoraron aspectos relacionados con THDA y aspectos relacionales(tales como nivel de armona relacional, principales reas de friccin si hubieraalguna- y recursos empleados para llegar a acuerdos), se realiz una sesin deobservacin semiestructurada de la dinmica familiar y comportamiento del hijosealado como problemtico, en una sala de espejo unidireccional, sesin en laque se rellenaron los cuestionarios para evaluar el THDA (Cceres y Herrero, 2011;Conners, Sitarenios, Parker y Epstein, 1998) y la Escala de ajuste didico.

Transformaciones de datos y estrategia de anlisis

Debido a que el nmero de opciones de respuesta vara entre distintos temsde la EAD, estos fueron convertidos a una mtrica comn mediante sutransformacin en puntuaciones tpicasz (Fitzpatrick, Salgado, Suvak, King y King,2004; Graham, Liu y Jeziorski, 2006), las cuales fueron utilizadas en los anlisis de

correlacin y factorial confirmatorios. No obstante, para la configuracin de losbaremos de las subescalas e ndice total de la EAD, se procedi mediante doscriterios: 1) facilitar la comparacin con otros estudios que han utilizado lamensuracin originariamente propuesta por Spanier (1976), para lo cual se calculun ndice por subescala y para el total de la EAD a partir de la suma de laspuntuaciones directas de los tems componentes de la dimensin correspondientey 2) facilitar la comparacin entre escalas dado que el nmero de temscomponentes de cada una no es homogneo, para lo cual se procedi atransformar las puntuaciones directas de las dimensiones en puntuaciones en base10 a travs del siguiente algoritmo: (puntuacin obtenida - mnima puntacin

posible) * (10 / rango de la escala).Para la descripcin de los tems de la EAD se calcul para cada uno de ellos la

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frecuencia de respuestas, su media y desviacin tpica, su valor de asimetra, elcoeficiente de correlacin del tem con el total de la subescala al que correspondey la consistencia interna (alfa de Cronbach) si se retirase dicho tem. En el caso de

las subescalas e ndice total se calcularon la media, desviacin tpica, asimetra ycoeficiente alfa de Cronbach.

Se utiliz la tcnica de anlisis factorial confirmatorio para comprobar laestructura dimensional de la EAD, ponindose a prueba tres modelos de estructuraque se especificarn en el apartado de resultados. Se utiliz en programa LISREL ensu versin 8.80 (Jreskog y Srbom, 1997), se trabaj con la matriz de varianzas-covarianzas de los 32 tems componentes de la EAD utilizndose sus puntuacionesz transformadas y se aplic el mtodo de mxima verosimilitud para su estimacin.La bondad de ajuste de los modelos se valor a travs de cinco ndices: el 2normado, considerndose adecuado un valor inferior a 3 pero no inferior a 1

(Carmines y McIver, 1981); el error de aproximacin cuadrtico medio (Root MeanSquared Error of Approximation, RMSEA) y su intervalo de confianza del 90%,considerando adecuados valores inferiores a 0,05 y aceptables valores menoresque 0,08 (Browne y Cudeck, 1993) y los ndices de bondad de ajuste (Goodness FitIndex, 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 seleccin del modelo a retener, se compararon losndices obtenidos por cada uno de ellos y se aplic la prueba de la diferenciaescalada de Ji cuadrado de Satorra-Bentler entre los modelos en comparacin(Satorra y Bentler, 2001).

Las diferencias de medias entre grupos en funcin del sexo o entre parejasdisfuncionales vs armoniosas en cada una de las subescalas e ndice total de la EADse han contrastado mediante la prueba t de Student y calculado el tamao delefecto de las diferencias mediante el coeficiente dde Cohen.

Se utiliz la correlacin intraclase para estimar la concordancia existente entreparejas en su valoracin de cada una de las cuatro escalas de las que se componela EAD y en la puntuacin total. Los valores de este coeficiente suelen considerarsebajos si se encuentran por debajo de 0,31, mediocres si se sitan entre 0,31 y0,50, moderados si oscilan entre 0,51 y 0,70, altos si se encuentran entre 0,71 y0,90 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

clasificacin de parejas disfuncionales o funcionales (en conflicto o no) sesometieron a prueba las cuatro escalas y la puntuacin total a un anlisis de curvasROC (Receiver Operating Characteristic curve). Esta metodologa permite estimar lacapacidad discriminativa del test a partir del clculo del rea bajo la curva (ABC),cuyo coeficiente es una expresin de la habilidad del instrumento para distinguirentre parejas conflictivas o no, en nuestro caso (p. ej., una ABC de 0,85 esinterpretada como una clasificacin correcta en un 85% de los casos). Asimismo,permite estimar la probabilidad que tiene la prueba de detectar verdaderospositivos (sensibilidad) y verdaderos negativos (especificidad) y a travs de laaplicacin del ndice de Youden (sensibilidad + especificidad - 1) estimar el punto

de corte adecuado para la clasificacin. Las puntuaciones de corte para cada unade las escalas y puntuacin total se obtuvieron tanto para las puntuaciones

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Caractersticas psicomtricas de la Escala de ajuste didico 553directas como para las puntuaciones de base 10.

Resultados

Estadsticos descriptivos

En la tabla 1 se presentan los datos descriptivos de los 32 tems de la EAD, delas cuatro escalas especficas y del ndice total. La media de este ndice total es de92,88 para un recorrido posible entre 32 y 189. En su transformacin decimalequivaldra a una puntuacin de 3,22 que, sobre un mximo de 10, sera expresinde un bajo ajuste didico. En general, los tems presentan asimetras tolerables(entre -1 y +1), salvo los tems 1, 3, 17, 19 y 32; presentan valores de correlacintem-total escala a la que pertenecen por encima de 0,30 (salvo el tem 17; r=

0,27); y en ningn caso el valor del alfa si se retirase el tem alcanza un valorsuperior al mostrado por la escala correspondiente.

Tabla 1Estadsticos descriptivos y de consistencia interna de la Escala de ajuste didico

(EAD)

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

Factor 1. Consenso - - - - - - - 42,7610,88 -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 0,867. Convencionalismos 23 47 89 163 127 18 - 2,81 1,20 -0,54 0,63 0,868. Filosofa 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 0,8611. Cantidad de tiempo a pasar

juntos22 43 73 121 135 74 - 3,12 1,36 -0,52 0,61 0,86

12. Toma de decisionesimportantes

11 27 40 87 184 118 - 3,65 1,30 -0,34 0,59 0,86

13. Tareas domsticas 31 36 69 120 147 65 - 3,09 1,38 -0,63 0,45 0,8714. Intereses y actividades arealizar durante el ocio

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

15. Decisiones en relacin con eltrabajo

17 20 42 87 181 119 - 3,63 1,30 -0,88 0,52 0,87

Factor 2. Satisfaccin - - - - - - - 32,97 7,97 -0,48 - 0,8416. Con qu frecuencia habispensado en el divorcio o en laseparacin

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

17. Con qu frecuencia te vasde casa tras una pelea?

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

*18. Con qu frecuenciapiensas que las cosas os van bien

como pareja?

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

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

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

21. Con qu frecuencia res? 15 34 167 164 83 5 - 2,60 1,00 -0,29 0,57 0,8329. Con qu frecuencia haces

que el otro pierda los estribos?

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 0,8431. (ver Nota 1 para formulacindel tem)

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

32. De las formas siguientes,cul refleja mejor tu forma dever el futuro de tu relacin?

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

Factor 3: Cohesin - - - - - - - 10,40 5,36 0,27 - 0,7622. Participis juntos enactividades fuera de la pareja?

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

23. Intercambiis ideasestimulantes

97 117 103 94 26 28 - 1,83 1,44 0,52 0,63 0,68

24. Os res juntos 29 55 71 119 74 115 - 3,09 1,54 -0,32 0,57 0,7025. Discuts algo con calma 101 94 112 100 19 39 - 1,91 1,48 0,45 0,55 0,7026. Trabajis juntos en unproyecto?

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

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

4. Demostracin 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 0,4127. Estar demasiado cansado/apara hacer el amor (n; S / No)

201 265 - - - - - 0,57 0,50 -0,28 0,35 0,59

28. Ausencia de demostracionesafectivas (n; S / No)

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

ndice total (Ajuste didico

global) - - - - - - - 92,8823,01 -0,46 - 0,92Notas: El tem se formula de la siguiente manera: Los puntos de la lnea de abajo representan gradosdiferentes de satisfaccin con su relacin. Suponiendo que el punto marcado con la palabrasatisfecho refleja el grado de satisfaccin obtenido por la mayora de las parejas, rodea con un crculoel punto que mejor refleje tu propio grado de satisfaccin. Las opciones de respuesta son: Muyinsatisfecho, Bastante insatisfecho, Un poco insatisfecho, Satisfecho, Muy satisfecho,Extremadamente satisfecho, Perfecto. *tems recodificados (la media se ha calculado con los temsrecodificados, pero se han mantenido sin recodificar la frecuencia alcanzada en cada nivel derespuesta); As= asimetra; ri-t= coeficiente de correlacin del tem con el resto de la escala.

Consistencia interna

La fiabilidad alcanzada por el total de la escala (= 0,92) y tres de las escalasde la EAD (Consenso, Satisfaccin y Cohesin) (alfas de 0,87; 0,84 y 0,76) sonconsiderados como altos o muy altos (Cohen, 1977), mientras que la dimensinExpresin de afecto ha alcanzado una fiabilidad moderada (= 0,60),probablemente debido al bajo nmero de tems componentes y a que entre ellosse hallan los dos nicos tems dicotmicos del instrumento.

Anlisis factorial confirmatorio

Se han probado tres estructuras factoriales: 1) un modelo unifactorial donde

todos los tems componentes saturan en un nico factor de ajuste didico; 2) unmodelo tetrafactorial, donde los tems correspondientes saturan en las

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Caractersticas psicomtricas de la Escala de ajuste didico 555dimensiones tericas propuestas en el diseo de la escala; y 3) un modelojerrquico donde las cuatro dimensiones tericas se subsumen en un factorgeneral. Se ha verificado la violacin de los supuestos de normalidad multivariada,

tanto de la asimetra, 1,p= 152.03;p 100), el valor de 2 tiende a aumentar debido al error deespecificacin del modelo (Jreskog y Srbom, 1997), por lo que suele recurrirse aotros ndices para decidir el ajuste del modelo. Si se atiende al valor de 2normado(2/gl), ninguno de los modelos se sita en valores inferiores a 1, lo cual indicara

un sobreajuste y tan slo el modelo unifactorial presenta un valor superior a 4,indicativo de que necesita un mejor ajuste. El conjunto de ndices de bondad deajuste del modelo tretrafactorial y jerrquico muestran adecuados valores deadecuacin y la prueba de la diferencia escalada de Satorra-Bentler entre ambosmodelos no resulta estadsticamente significativa (p= 0,942). Por tanto, el modeloms parsimonioso resultara ser el modelo tetrafactorial, si bien se ha optado porrepresentar el modelo jerrquico dadas sus implicaciones tericas.

Figura 1Anlisis factorial confirmatorio de la Escala de ajuste didico (EAD)

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Complementariamente a estos anlisis, se procedi a dividir la muestra porsexos, con la intencin de analizar el ajuste del modelo jerrquico resultanteespecficamente 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 lamuestra integrada por parejas, la tendencia a la autocorrelacin de los datospodra llevar a una sobreestimacin de los ndices de bondad de ajuste. Losresultados 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 lade 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 puntuacin total de la EAD en funcin delsexo y las pruebas de contraste se presentan en la tabla 2. Se hallaron diferenciasestadsticamente significativas en todos los factores excepto en la Expresin deafecto, puntuando en todos los casos los hombres por encima de las mujeres yalcanzndose el mayor efecto en las dimensiones Satisfaccin (d= 0,40) e ndicetotal (d= 0,38), que resultan moderados-bajos.

Tabla 2Comparaciones de medias en las puntuaciones de la Escala de ajuste didico (EAD)

por sexos y por grupos de parejas

Factores dela EAD

Hombres(n=231)

Mujeres(n=237) t d

Parejas conproblemas(n=348)

Control(n=88) t d

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

Puntuacintotal

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 funcin dela presencia o no conflicto en la pareja. Para todos los posibles contrastes se hanhallado diferencias estadsticamente significativas siendo en tres de ellos el tamaodel efecto alto o muy alto (Puntuacin total d= 0,88; Satisfaccin d= 0,89 yExpresin de afecto d= 0,92).

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Caractersticas psicomtricas de la Escala de ajuste didico 557Concordancia en el ajuste percibido

Los resultados se muestran en la tabla 3. A pesar de que todos los contrastes

alcanzaron significacin, los tamaos de efecto fueron mayores en el caso de lascomparaciones relativas al grupo conformado por personas que no habanreportado problemas de pareja, lo que denota un mayor grado de acuerdo acercadel ajuste didico en todas las dimensiones. La menor discrepancia se observ enla escala Satisfaccin entre las parejas sin conflicto (= 0,84), mientras que lamayor se evidenci en Expresin del Afecto de las parejas con problemas (=0,44).

Tabla 3Anlisis de la concordancia entre miembros de la pareja en las dimensiones de la

Escala de ajuste didico (EAD)

Dimensiones de la EADParejas 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 - 0,822. Satisfaccin 0,64* 0,44 - 0,76 0,84* 0,71 - 0,913. Cohesin 0,60* 0,45 - 0,71 0,81* 0,65 - 0,904. Expresin de afecto 0,44* 0,24 - 0,58 0,78* 0,61 - 0,88Puntuacin total 0,66* 0,48 - 0,77 0,86* 0,75 - 0,93Nota: *p< 0,001.

Validez discriminante

Los resultados se detallan en la figura 2 (curvas ROC) y en la tabla 4, en lacual figuran igualmente los valores de sensibilidad y especificidad y los puntos decorte en las puntuaciones directas y decimales para cada una de las escalas. Lasescalas de Satisfaccin, Expresin de afecto y Puntuacin total muestran unacapacidad discriminativa moderada-alta (ABC> 0,70), si bien los valores desensibilidad y especificidad tienden a bajos para una labor de clasificacin.

Tabla 4

Puntuacin de corte, sensibilidad y especificidad para cada factor y puntuacintotal de la Escala de ajuste didico (EAD)

Factores de laEAD

rea bajo la curva (ABC)Sensibilidad Especificidad

Puntos de corte

ABCLmite

inferior*Lmite

superior*Directas Decimal

Consenso 0,69 0,63 0,74 0,68 0,62 46,50 7,15Satisfaccin 0,75 0,69 0,80 0,72 0,69 36,50 7,16Expresin deafecto

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

Cohesin 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 6,76Nota: *Intervalo de confianza del 95% del ABC.

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Figura 2Validez discriminante de la EAD- anlisis 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 apoder establecer comparaciones en base al grupo normativo utilizado comomuestra en el presente estudio.

Tabla 5Baremos (percentiles - Pc) de los factores y la puntuacin total de la

Escala de ajuste didico (EAD)

Puntuaciones base 10 Puntuaciones directasPc Consenso Satisfaccin Cohesin Afecto Total Consenso Satisfaccin Cohesin Afecto Total1 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 44,685 3,54 3,73 0,80 1,67 3,20 23,00 19,00 2,00 2,00 49,0010 4,15 4,35 1,60 2,50 4,05 27,00 22,20 4,00 3,00 62,0015 4,77 4,71 2,00 2,54 4,51 31,00 24,00 5,00 3,05 69,0020 5,23 5,10 2,40 3,33 4,85 34,00 26,00 6,00 4,00 74,2025 5,54 5,29 2,40 4,17 5,10 36,00 27,00 6,00 5,00 78,0030 5,69 5,69 2,80 4,17 5,29 37,00 29,00 7,00 5,00 81,0035 6,00 5,88 3,20 4,17 5,49 39,00 30,00 8,00 5,00 84,0040 6,37 6,08 3,60 5,00 5,69 41,40 31,00 9,00 6,00 87,0045 6,62 6,27 3,60 5,00 5,95 43,00 32,00 9,00 6,00 91,0050 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

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Caractersticas psicomtricas de la Escala de ajuste didico 55960 7,23 7,06 4,40 6,67 6,60 47,00 36,00 11,00 8,00 101,0065 7,38 7,25 4,80 6,67 6,86 48,00 37,00 12,00 8,00 105,0070 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 9,00 111,0080 8,00 7,84 6,00 8,33 7,45 52,00 40,00 15,00 10,00 114,0085 8,31 8,04 6,80 8,33 7,65 54,00 41,00 17,00 10,00 117,0090 8,46 8,43 7,20 8,33 7,97 55,00 43,00 18,00 10,00 122,0095 8,77 8,63 8,00 9,17 8,31 57,00 44,00 20,00 11,00 127,2097 9,08 8,85 8,40 10,00 8,43 59,00 45,14 21,00 12,00 129,0099 9,54 9,22 9,20 10,00 8,82 62,00 47,00 23,00 12,00 134,88

Discusin

Los anlisis muestran que existen razones tanto tericas como empricas para

defender la estructura del cuestionario de cuatro factores integrados en un factorde segundo orden. Esta estructura es coherente con el hecho de que en todas lasversiones en las que se han obtenido cuatro factores se proponga la obtencin deuna nica puntuacin global a partir de la suma de todos ellos, constituyendo unfactor de segundo orden integrador de los factores primarios (Fisiloglu y Demir,2000; Gmez y Leal, 2008; Hollist et al., 2012; Sabourin et al., 1990; Shek yCheung, 2008; Spanier, 1976; Vandeleur et al., 2003). A pesar de esto,nicamente en las versiones china y francesa se ha analizado estadsticamente elmodelo con la puntuacin total como factor de segundo orden. En el resto deversiones, nicamente se propone la suma de los factores de primer orden para

obtener la puntuacin total.La consistencia interna de los cuatro factores detectados en el presenteestudio compara bien con la de la muestra original de Spanier: Consenso (13tems, = 0,84 en nuestro caso y 0,90 en el original), Satisfaccin (10 tems, =0,84; 0,94 en el original), Expresin del afecto (4 tems, = 0,60; 0,73 en eloriginal) y Cohesin (5 tems, = 0,76; 0,81 en el original). La escala total mostruna elevada consistencia interna (= 0,92; 0,96 en el original). Estos resultadosestn, tambin, en consonancia con los de un meta-anlisis realizado a partir devarios estudios sobre la EAD (Graham et al., 2006). La baja consistencia interna delfactor Expresin de afecto, probablemente se deba al relativamente reducido

nmero de tems de los que se compone o, tambin, como estos mismos autoressugieren, a que la Expresin de afecto implique connotaciones diferentes enmuestras con caractersticas diferentes.

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

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ms altas en la muestra espaola en conflicto frente a la de la muestra original yms baja la muestra control de nuestro estudio frente a las bien avenidas deSpanier. Ello podra deberse a cuestiones muestrales, al margen de la nacionalidad

y poder explicarse en base a que se trata de subpoblaciones ligeramente diferentesen cuanto al estatus marital: Spanier estudi parejas bien avenidas y parejas yadivorciadas mientras que en nuestro caso fueron parejas en conflicto -pero quetodava no se han divorciado- frente a parejas que asisten a consulta por algnproblema psicopatolgico en los hijos (que quiz no necesariamente deberanconsiderarse todas bien avenidas).

Estos resultados concuerdan tambin con otros que valoran fiabilidad yvalidez del cuestionario, en el que los Coeficientes alfa oscilaron entre 0,70, para lasubescala de 4 tems Expresin de afecto y 0,95, para la puntuacin total de 32tems (Carey et al., 1993). Son, tambin, poco diferentes de los obtenidos en su

adaptacin en una poblacin turca (Fisiloglu y Demir, 2000), con coeficientes alfa0,92 y de los obtenidos en USA con una muestra hispana (Youngblut et al., 2006)cuyas consistencias internas oscilan entre 0,67 (Expresin de afecto) y 0,93 para lapuntuacin total de la EAD.

Una limitacin importante de este estudio estriba en que, al estudiar unamuestra oportunista (parejas que acuden a un Centro de Salud Mental) lageneralizacin de los resultados no pueda ser extensible a la poblacin general. Sinembargo, s podran tomarse como valores de referencia para el anlisis de lacalidad de la relacin de parejas disfuncionales y no simplemente de susatisfaccin, que, en ltimo extremo son las ms susceptibles de acudirdemandando asesoramiento. Aunque Spanier (1976) propone que elclnico/investigador interesado podra elegir cualquiera de las subescalas comovariable a analizar, nuestros resultados sugieren que tales subescalas,especialmente Expresin de afecto, no debieran emplearse de manera aislada.Estos resultados avalan, tambin, que podamos contrastar las puntuacionesobtenidas en Espaa con las de igual subpoblacin de otros pases y evaluarposibles cambios en estudios pre y postratamiento.

Del perfil surgido de nuestra muestra se puede concluir que las parejassupuestamente bien avenidas no slo obtienen puntuaciones ms altas, sino quedemuestran ms acuerdo entre ambos miembros de la pareja en cuanto a lavaloracin de las distintas dimensiones del ajuste didico. Las parejas en conflicto,

por el contrario, obtienen puntuaciones ms bajas y son menos concordantes susvaloraciones en lo referente al consenso, satisfaccin, cohesin y especialmenteexpresin de afecto existente entre ellos.

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