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Introducción

La teoría del apego señala la necesidad fundamental del ser humano de establecer vínculos afectivos con figuras significativas en busca de confort físico y psicológico ante diversas amenazas (Bowlby, 1982, 1988). Desde sus primeros planteamientos, Bowlby postuló que la necesidad de mantener contacto con una figura de apego era un fenómeno presente desde “la cuna hasta la tumba” (1982, p. 207).

A pesar de ello, durante mucho tiempo la investigación empírica sobre el apego se centró principalmente en el desarrollo de estos vínculos y sus implicancias durante los primeros años de vida (Ainsworth, Blehar, Waters, & Wall, 1978). Recién en la década de 1980, autores como Main, Kaplan y Cassidy (1985), y Hazan y Shaver (1987) impulsaron el desarrollo teórico y la investigación empírica del apego en etapas posteriores a la infancia (Zeifman & Hazan, 2008).

A partir de estos estudios, se establece que una figura de apego en la adultez es aquella que asume el rol de base segura (facilita el desarrollo de actividades de exploración y desarrollo personal), brinda una sensación de confort ante situaciones amenazantes o estresantes (es usada como un refugio o safe-haven) y genera en la persona la necesidad de evitar o reducir los momentos de su separación concreta o simbólica (Hazan & Shaver, 1994). Es así que el sistema comportamental de apego durante la adultez se manifiesta mediante la búsqueda de proximidad concreta o simbólica de la figura de apego en momentos de estrés o aislamiento (Fraley & Waller, 1998). Adicionalmente, se considera que los patrones de comportamiento de apego en la adultez tendrán cierta continuidad respecto a los estilos de apego mostrados en etapas previas (Ravitz, Maunder, Hunter, Sthankiya, & Lancee, 2010).

En relación con la medición del apego adulto, existen dos abordajes principales (Martínez & Santelices, 2005; Ravitz et al., 2010). El primero de ellos proviene de una perspectiva clínica y utiliza principalmente entrevistas para evaluar los aspectos representacionales de la calidad vincular de la persona. Este abordaje establece categorías análogas a las planteadas por Ainsworth et al.(1978) para el apego de los niños (George, Kaplan, & Main, como se citó en Ravitz et al., 2010; Main et al., 1985). La segunda línea de investigación, iniciada por Hazan y Shaver (1987), explora los factores comportamentales de la interacción diádica con la figura de apego a través de cuestionarios de autorreporte. Las investigaciones de esta línea provienen principalmente de una perspectiva social en la que se plantea una conceptualización del apego a través de factores dimensionales (Martínez & Santelices, 2005; Ravitz et al., 2010).

Las dimensiones propuestas para el estudio del apego adulto han sido la ansiedad y la evitación (Brennan, Clark, & Shaver, 1998). La primera es definida como el temor al rechazo interpersonal o al abandono, una necesidad excesiva de aprobación por parte de los demás y la sensación de incomodidad cuando la pareja no se encuentra disponible o no es responsiva. La evitación involucra el miedo a la dependencia e intimidad interpersonal, así como una necesidad excesiva de ser autosuficiente y el rechazo a darse a conocer a los demás y a la pareja.

En la actualidad se considera que cada uno de estos abordajes responde a diferentes objetivos de medición, aplicación clínica o investigación, respectivamente (Martínez & Santelices, 2005; Ravitz et al., 2010). A pesar de ello, algunos estudios sostienen una mayor adecuación del abordaje dimensional para la evaluación del apego adulto (Fraley & Waller, 1998; Mikulincer & Shaver, 2007; Mikulincer, Shaver, Bar-On, & Ein-Dor, 2010).

Desde esta última perspectiva, uno de los instrumentos más usados es el Experiences in Close Relationships. La primera versión fue desarrollada por Brennan et al.(1998), quienes mencionan que el cuestionario evalúa las características del apego romántico en función a las dimensiones de ansiedad por la anticipación de rechazo o abandono por parte de la figura de apego, y de evitación de la cercanía y de las relaciones íntimas.

En el año 2000 se publicó una revisión del instrumento, el Experiences in Close Relationships-Revised (ECR-R; Fraley, Waller, & Brennan, 2000). Este instrumento ha sido validado en una diversidad de contextos a nivel mundial tales como Italia (Busonera, San Martini, Zavattini, & Santona, 2014), Holanda (Kooiman, Klaassens, van Heloma Lugt, & Kamperman, 2013), Grecia (Mastrotheodoros, Chen, & Motti-Stefanidi, 2015; Tsagarakis, Kafetsios, & Stalikas, 2007), Eslovaquia (Rozvadský Gugová, Heretik, & Hajdúk, 2014), Corea (Kim, Sherry, Lee, & Kim, 2011), China (Mastrotheodoros et al., 2015), Tailandia (Wongpakaran, Wongpakaran, & Wannarit, 2011), Nueva Zelanda (Sibley, Fischer, & Liu, 2005), y Australia (Wilkinson, 2011), entre otros. Los estudios de la versión del ECR-R en español son menos numerosos; se ha encontrado una validación con adolescentes españoles (Fernández-Fuertes, Orgaz, Fuertes, & Carcedo, 2011) y otra con estudiantes universitarios colombianos (Zambrano et al., 2009).

Los resultados del análisis factorial confirmatorio de diversos estudios evidencian un ajuste del instrumento a un modelo de dos factores en diversas poblaciones clínicas y no clínicas, uno de ansiedad y otro de evitación (Busonera et al., 2014; Kooiman et al., 2013; Mastrotheodoros et al., 2015; Rozvadský Gugová et al., 2014; Sibley et al., 2005; Tsagarakis et al., 2007; Wongpakaran et al., 2011).

Sin embargo, desde la primera versión del instrumento se advierte una ligera pérdida del ajuste del modelo de dos factores, lo cual demostraría la existencia de una estructura factorial más compleja (Hanak & Dimitrijevic, 2013). Como consecuencia de estos resultados, se han derivado una gran cantidad de versiones cortas del instrumento que retiraron los ítems más problemáticos con la finalidad de replicar la estructura de dos factores (Hanak & Dimitrijevic, 2013; Kaščáková et al., 2016; Wilkinson, 2011). Así, en español se tiene una versión de 18 ítems que reproduce un modelo de dos factores de nivel aceptable luego de encontrar una confirmación parcial de la estructura de dos factores para el instrumento completo (Fernández-Fuertes et al., 2011).

Por otro lado, un estudio realizado con la primera versión del instrumento reveló la existencia de una estructura bifactorial conformada por dos factores primarios y relacionados —ansiedad y evitación— y dos factores secundarios ortogonales que reflejaban patrones de respuesta diferenciales hacia las preguntas redactadas en forma positiva y hacia las redactadas en forma negativa (Wei, Russell, Mallinckrodt, & Vogel, 2007). Este estudio demostró que luego de remover los sesgos de respuesta, la estructura de los dos factores de ansiedad y evitación obtuvo un ajuste adecuado para una forma corta del instrumento compuesta por 12 ítems. De la misma manera, una versión coreana del ECR-R demostró una estructura bifactorial del instrumento en que la dimensión de ansiedad mostró ser unidimensional mientras que la dimensión de evitación mostró estar compuesto por dos factores (Kim et al., 2011).

Respecto a la interrelación de las dimensiones de ansiedad y evitación, los resultados son contradictorios. En los estudios se encuentran evidencias tanto para la independencia de las dimensiones como para las correlaciones moderadas de cerca de ,48 en poblaciones clínicas y no clínicas (Kooiman et al., 2013; Sibley et al., 2005). En el estudio del ECR-R en español, las relaciones encontradas entre la ansiedad y la evitación han sido bajas o no significativas (Fernández-Fuertes et al., 2011; Zambrano et al., 2009).

En relación con las evidencias de validez convergente, se ha estudiado la relación de las puntuaciones de la primera versión del ECR con los tres prototipos de apego (seguro, preocupado y desentendido) evaluados a través del cuestionario Cartes: Modèles Individuels de Relation de Pierrehumbert et al.(1996). En cambio, el ECR-R ha mostrado evidencia de validez convergente con el Relationships Questionnarie (RQ; Bartholomew & Horowitz, 1991). Este instrumento es uno de los más utilizados en los estudios de validación, dado que ambas escalas parten de una misma base teórica (Sibley et al., 2005). Así, las puntuaciones de ansiedad y evitación derivadas del RQ estuvieron asociadas a las puntuaciones de ansiedad y evitación del ECR-R respectivamente con valores entre ,47 y ,62 (Sibley et al., 2005; Tsagarakis et al., 2007). Cabe resaltar que en el contexto latinoamericano no se ha encontrado estudios que recojan evidencias de validez convergente del ECR-R con el RQ.

Respecto a la confiabilidad del instrumento, se ha demostrado la consistencia interna de ambas dimensiones en los diversos estudios citados. En sus versiones en castellano, la escala de ansiedad obtuvo correlaciones de ,87 y ,80 (Fernández-Fuertes et al., 2011; Zambrano et al., 2009) mientras que la escala de evitación tiene una consistencia interna de ,79 y ,86 en cada estudio respectivamente.

A partir de esta revisión, la presente investigación exploró las evidencias de validez de estructura interna y convergente, así como la confiabilidad del ECR-R en una muestra de estudiantes universitarios peruanos. Dados los resultados heterogéneos de los estudios, se buscó explorar la estructura factorial a partir de un análisis factorial exploratorio (AFE) y luego confirmarla con el análisis factorial confirmatorio (AFC), para ello la muestra participante fue dividida aleatoriamente en dos grupos, de tal manera que la estructura factorial encontrada en el primer grupo fuese probada en el segundo. En relación con la evidencia de validez convergente, se espera que exista asociación moderada significativa entre las escalas derivadas del ECR-R y las del RQ correspondientes.

Método

Participantes

El estudio se realizó con un grupo de jóvenes universitarios seleccionados de manera accidental. La muestra proviene de siete universidades peruanas las cuales también fueron seleccionadas por conveniencia de acuerdo con contactos previamente establecidos. Se solicitó la participación voluntaria de los estudiantes y para ello, los participantes firmaron el consentimiento informado en el cual se les brindó información acerca de las implicancias, beneficios y riesgos de su participación en la investigación. Dicho consentimiento y el proyecto de investigación fueron revisados y aprobados por el Comité de Ética de la entidad financiadora del estudio.

Una vez obtenidas las respuestas de los participantes, se incluyó en el estudio a quienes cumplían con los criterios de tener entre 16 y 26 años de edad, y haber tenido por lo menos una relación de pareja en los últimos dos años. Los participantes no debían tener una relación de convivencia con su pareja en el momento del estudio y no debían tener hijos. Adicionalmente, se eliminaron todos los casos que presentaban respuestas incompletas en alguno de los cuestionarios.

De esta manera, la muestra estuvo conformada por 590 estudiantes con edades comprendidas entre 18 y 26 años (M = 20,23; DE = 1,92), de ellos el 63,4% eran mujeres. Los participantes eran residentes de seis ciudades de Perú: Huaraz 24,1%, Huancayo 12%; Cusco 33,6%; Arequipa 25,9%, y Lima 4,4%. El 60,3% había nacido en la ciudad en la cual fue evaluado. El 41 % reportó estar en una relación de pareja al momento de la evaluación, la cual tenía una duración promedio de 20,62 meses (DE = 17,94; MIN = 0; MAX = 84).

Tal como se ha descrito, la muestra fue dividida de manera aleatoria en dos grupos de 289 y 301 estudiantes para realizar los análisis. Ambos grupos mostraron no diferir significativamente en edad (t [588] = -,038; p = ,969), sexo (X2 [1] = ,141; p = ,707), tenencia de pareja en el momento del estudio (X2 [1] = 1,063; p = ,303), ni en el tiempo de relación de pareja (t [219] = -,867; p = ,387).

Medición

El ECR-R (Fraley et al., 2000) es una escala de autorreporte de 36 ítems que evalúa las características del apego romántico adulto en función a las dimensiones de ansiedad y evitación (18 ítems para cada dimensión).

En este estudio se utilizó una versión en español desarrollada con estudiantes universitarios peruanos; para esta se utilizaron los 21 ítems de la escala de Zambrano et al.(2009) y se agregó la traducción de los 15 ítems restantes de la versión original en inglés (Fraley et al., 2000). La redacción de los ítems fue mejorada a partir de un proceso de adecuación lingüística realizado con alumnos de una universidad privada de Lima. Luego, el instrumento fue aplicado a 385 estudiantes universitarios de cuatro ciudades peruanas de 16 a 25 años (M = 20,16; DE = 1,89). Si bien en la mayoría de los casos se conservó la forma original del ítem, la redacción de algunos ítems fue modificada y se eliminó la frase “raras veces” del ítem 9 (“Raras veces me preocupa que mi pareja me deje”) por la reiteración del ítem con las opciones de respuesta de frecuencia. En relación con estas últimas, en este estudio se utilizó la propuesta de Zambrano et al.(2009) de una escala Likert de cinco puntos de frecuencia (1 Siempre, 5 Nunca).

El RQ (Bartholomew & Horowitz, 1991) es un instrumento de autorreporte que evalúa la orientación de la persona hacia las relaciones cercanas con base en cuatro párrafos que describen los cuatro patrones de apego adulto (seguro, evitativo, preocupado y temeroso). Este instrumento se desarrolla en dos partes. En la primera, se reporta el grado en que cada una de cuatro descripciones prototípicas de apego se ajusta a la forma en la que uno se desenvuelve en sus relaciones interpersonales en una escala Likert de 7 puntos; en la segunda parte se elige el párrafo que contiene la descripción con la que la persona se identifica más.

Con los resultados de la primera parte, se obtiene una medición continua de cada uno de los cuatro estilos de apego de la persona; además, es posible definir el estilo de apego de la persona considerando la valoración más alta de los cuatro párrafos. Finalmente, se valora las dimensiones subyacentes del apego —ansiedad y evitación—, a partir de una combinación lineal de las puntuaciones de cada uno de los cuatro estilos de apego. Así, para calcular la puntuación de ansiedad, se suman los puntajes de los estilos temeroso y preocupado y a esta suma, se le resta las puntuaciones del estilo seguro y evitativo; la puntuación de evitación se obtiene de la suma de las puntuaciones de los estilos evitativo y temeroso a la cual se le resta las puntuaciones de los estilos seguro y preocupado.

Inicialmente, el RQ ha mostrado evidencia de validez convergente con las tres categorías de apego medidas con el Adult Attachment Styles (Crowell, Treboux, & Waters, 1999; Hazan & Shaver, 1987). Actualmente, este continúa siendo el instrumento de autorreporte de apego adulto más usado (Sheinbaum, Bedoya, Kwapil, & Barrantes-Vidal, 2014). Desde esta perspectiva, los resultados del International Sexuality Description Project que involucró a 17.804 participantes de 62 regiones culturales arroja datos importantes sobre su funcionamiento psicométrico: las puntuaciones de ansiedad correlacionaron inversamente con la autoestima en el 92% de las culturas, mientras que las puntuaciones de evitación correlacionaron inversamente con una medición de conducta prosocial (agradabilidad) en el 75% de las culturas (Schmitt et al., 2004).

Procedimiento

Los participantes de este estudio formaron parte de una investigación en el que se aplicaron diversas escalas para la medición del apego adulto además de otras variables. Por ello, los participantes también fueron evaluados con el Relationship Scale Questionnaire de Griffin y Bartholomew (1994) y el Adult Self Report de Achenbach y Rescorla (2003).

Análisis de datos

En primer lugar, se realizó la inversión de las puntuaciones obtenidas en los ítems del ECR-R de tal manera que mayor puntuación refleja una mayor ansiedad o evitación. Los datos fueron analizados a través del uso secuencial del AFE y del AFC en dos subgrupos de 289 y 301 participantes aleatoriamente seleccionados. Los programas utilizados fueron el Factor, versión 10.5.02 (Lorenzo-Seva & Ferrando, 2017), para la determinación del número de factores y los AFE propiamente dichos. Los AFC se realizaron utilizando el programa LISREL versión 8 (Jöreskog & Sörbom, 1993). La confiabilidad de las escalas por consistencia interna (Alfa de Cronbach) se calculó utilizando el SPSS versión 22 (IBM, 2013). El cálculo del coeficiente de consistencia interna omega de McDonald se realizó con el programa Excel. Finalmente, para la validez convergente se utilizó tanto el programa LISREL versión 8, como el programa AMOS del SPSS versión 22.

Con el primer subgrupo de participantes (n = 289), se determinó en primer lugar el número óptimo de factores de la estructura de la escala utilizando el análisis paralelo de Horn (Izquierdo, Olea, & Abad, 2014). Luego, con esta misma muestra se realizó el AFE con base en la matriz de correlaciones policóricas debido a que los datos presentaban una curtosis multivariada (test de Mardia = 23,49; p ˂ ,001; Izquierdo et al., 2014); para este análisis se utilizó como método de extracción el de mínimos cuadrados no ponderados (unweighted least squares, ULS) con rotación Promax (Baglin, 2014). El número de factores se fijó de acuerdo con los resultados del análisis paralelo de Horn. En los resultados obtenidos, se analizaron las cargas factoriales de los ítems y se eliminaron aquellos que cumplían con alguna de las tres siguientes condiciones: carga menor a ,3 en ambos factores, carga menor a .3 en su factor original y mayor a ,3 en otro factor, o carga mayor a ,3 en más de un factor. De manera sucesiva se realizaron varios AFE y se eliminaron los ítems inadecuados; este análisis se repitió hasta que ninguno de los ítems mostrara una carga factorial inadecuada.

Con el segundo subgrupo de participantes (n = 301), se realizó el AFC a partir de la matriz de correlaciones policóricas con los resultados obtenidos en el paso anterior. En cada AFC se eliminaron el/los ítems que presentaban una carga factorial menor a ,4 en su factor correspondiente. Se realizaron sucesivos AFC hasta alcanzar un modelo que tuviera indicadores de ajuste con niveles cercanos a los esperados: CFI con valores iguales o mayores a ,9; RMSEA con valores menores a ,08 y SRMR con valores menores a ,06 (Hu & Bentler, 1998) y cuyo ajuste no mejorara con la sucesiva eliminación.

Para el modelo obtenido en el AFC en el paso anterior, se evaluó la confiabilidad de las escalas mediante los coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald en el grupo total de participantes (N = 590). Con este mismo grupo, y con el fin de obtener evidencia de validez convergente, se calculó la relación entre las puntuaciones de las dimensiones de ansiedad y evitación del ECR-R y las escalas correspondientes del RQ. Para ello, se realizó un AFC con los ítems del ECR-R y las puntuaciones de Ansiedad y Evitación del RQ.

Resultados

El análisis de los supuestos mostró la adecuación de los datos para realizar el AFE con el primer subgrupo de participantes (n = 289; índice KMO = ,894; prueba de esfericidad de Bartlett [435] = 4249,7; p ˂ ,001). Asimismo, el análisis paralelo de Horn calculado con 500 muestras aleatorias, determinó que el número óptimo de factores de la estructura de la escala era de tres.

A partir de los resultados del AFE, se analizaron las cargas factoriales de los ítems en los tres factores obtenidos. Así, se procedió a eliminar en primer lugar el ítem 11 perteneciente a la escala de ansiedad, debido a que presentó cargas inferiores a ,3 en todos los factores.

Posteriormente, se eliminaron uno a uno los ítems 13, 15, 18, 19 y 34 debido a que en cada AFE realizado mostraron cargas superiores a ,3 en más de un factor. Los 30 ítems restantes conformaron tres factores que explicaban el 56,08% de la varianza, el primer factor correspondía a la dimensión de evitación medida a través de ítems directos (28,47% de la varianza explicada), el segundo factor evaluaba la dimensión de ansiedad (20,83% de la varianza) mientras que el tercer factor correspondía a la dimensión de evitación medida a través de ítems inversos (6,78% de la varianza). Los ítems de esta solución factorial presentaron cargas factoriales entre ,306 y ,875 en alguno de los tres factores (tabla 1).

A partir de los resultados obtenidos en el AFE, se procedió a realizar el AFC con el segundo subgrupo de participantes (n = 301). Los resultados de este análisis mostraron indicadores aceptables: χ2 (402) = 935,76, p < ,001; χ2/gl = 2,33; CFI = ,96; RMSEA = ,067; IC = 90%; RMSEA [0,061-0,071]; SRMR = ,11 y valores lamba entre ,26 y ,90. Con base en este último resultado, en sucesivos AFC se procedió a eliminar los ítems 6, 27 y 33 dado que estos tenían los valores de ,38, ,26 y ,28 respectivamente en la solución inicial del AFC.

El modelo resultante (figura 1) obtuvo una mejora del valor del SRMR y de los valores lambda: χ2 (321) = 761,72; p < ,001; χ2/gl = 2,37; CFI = ,96; RMSEA = ,068; IC = 90%; RMSEA [0,061-0,074]; SRMR = ,098 y valores lamba entre ,47 y ,90. Además, tal como se observa, la covarianza del factor ansiedad con las dos escalas de evitación fue de ,36 y ,11, mientras que las escalas de evitación medidas con ítems directos e inversos presentaron una correlación de ,65.

Con estos resultados, se calculó la confiabilidad alfa de Cronbach de los tres factores en el grupo completo de participantes (N = 590); estos valores fueron de ,91, ,71 y ,89 para las escalas de ansiedad, evitación evaluada de manera directa y evitación evaluada de manera inversa respectivamente. Los valores del índice de consistencia interna omega de McDonald fueron de ,60, ,54 y ,61 para cada una de las tres dimensiones respectivamente.

Adicionalmente, se procedió a calcular la relación de las escalas ECR-R y RQ (figura 2). Se obtuvo que la puntuación de ansiedad del RQ tuvo una carga factorial de ,33 en el factor ansiedad mientras que la puntuación de evitación del RQ tuvo una carga de ,30 y -,38 con los factores de evitación medida de manera directa e inversa respectivamente. Este modelo obtuvo indicadores poco aceptables principalmente los referidos en el chicuadrado y SRMR (χ2 [401] = 1261,36; p < ,001; χ2/gl = 3,15; CFI = ,97; RMSEA = ,061; IC = 90%; RMSEA [,057-,064]; SRMR = ,091).

Discusión

En el presente estudio se buscó obtener evidencias de validez de estructura interna y convergente, así como la confiabilidad por consistencia interna de una versión en español de la escala ECR-R (Fraley et al., 2000) en una muestra de estudiantes universitarios de cinco ciudades peruanas.

Para los análisis, el grupo total fue dividido aleatoriamente en dos subgrupos de 289 y 301 participantes cada uno. Con el primer subgrupo de participantes, los resultados mostraron la adecuación de los datos para la realización de AFE. Además, el análisis paralelo de Horn evidenció que los datos se agrupaban en una estructura de tres factores.

El análisis de las cargas factoriales obtenidas en sucesivos AFE llevó a eliminar seis ítems. Uno de ellos (ítem 11: “No me preocupa ser abandonado”) tuvo una carga inversa en su factor a pesar de que para los análisis su puntuación fue invertida; este pobre funcionamiento del ítem podría deberse a que es el único ítem del factor cuya redacción incluye una negación de la afirmación contenida. Esta diferencia en el sentido de la redacción de los ítems ha sido descrita como una fuente de confusión para los participantes (Furr, 2011) especialmente por la falta de concordancia de la negación con las opciones de respuesta (Nunca-Siempre). Los otros cinco ítems (ítem 13: “Mi pareja cambia sus sentimientos sobre mí sin una razón aparente”; ítem 15: “Temo que cuando mi pareja llegue a conocerme, no le guste quién soy realmente”; ítem 18: “Pareciera que mi pareja solo me nota cuando estoy molesto”; ítem 19: “Prefiero no mostrarle a mi pareja cómo me siento realmente”; e ítem 34: “Me resulta fácil depender de mi pareja”) obtuvieron cargas factoriales mayores a ,3 tanto en el primer como en el segundo factor del AFE, lo cual reflejaría la falta de independencia de los dos primeros factores resultantes.

Luego de esta primera eliminación, la escala quedó constituida por 30 ítems en una solución de tres factores que explicaban el 56,08% de la varianza, la carga factorial de cada ítem fue adecuada (mayor a ,3) y se situó en un único factor.

Esta estructura de tres factores resultante del AFE fue probada en el segundo subgrupo de participantes mediante el AFC. Los sucesivos AFC realizados llevaron a la eliminación de tres ítems (ítem 6: “Me preocupo mucho por mis relaciones sentimentales”; ítem 27: “No es difícil para mí acercarme a mi pareja”; e ítem 33: “Me siento cómodo dependiendo de mi pareja”), debido a que tenían una baja relación con su factor (lambda menor a ,4). Es importante considerar que el ítem 27 también presenta una negación al inicio del enunciado lo cual podría comprometer una adecuada respuesta al mismo tal como fue descrita para el caso del ítem 11. Cabe destacar que continuar eliminando otros ítems además de estos tres, no mejoraba el ajuste de los datos al modelo.

Al comparar los ítems eliminados con los que fueron eliminados en los dos estudios de validación del ECR-R en español (Fernández-Fuertes et al., 2011; Zambrano et al., 2009), se advierte que todos, con excepción del 6 y 15, también habían sido eliminados en los estudios precedentes. De esta forma, podría considerarse que dichos reactivos estarían mostrando limitaciones importantes para reflejar las dimensiones del apego adulto en ciertos países de habla hispana.

De esta manera, la estructura del ECR-R resultante quedó conformada por tres factores. El primero de ellos, correspondiente a la dimensión de ansiedad compuesto por 13 ítems con cargas factoriales entre ,48 y ,83, e índices de consistencia interna de ,91 y ,60 (alfa de Cronbach y omega de McDonald respectivamente). Los ítems referidos a la dimensión de evitación conformaron dos factores que se diferenciaban en la dirección del fraseo, un grupo de estos medía la evitación con ítems cuyo contenido aludía a conductas de evitación, mientras que el segundo factor tuvo los ítems que aludían a la ausencia de la evitación. El factor que medía evitación de manera directa estuvo conformado por cinco ítems con cargas entre ,47 y ,80, y obtuvo una consistencia interna alfa de ,71 y omega de ,54. El factor que medía evitación de manera inversa estuvo conformado por nueve ítems con cargas entre ,61 y ,90 con un alfa de ,89 y un omega de ,61.

El modelo así definido alcanzó valores aceptables de ajuste siendo el SRMR el único valor que no alcanzó el criterio establecido. El análisis de la confiabilidad a través del alfa demostró una adecuada consistencia de los ítems al interior de las escalas, sin embargo, el coeficiente omega cumple con el criterio mínimo requerido para las escalas de ansiedad y evitación medida de manera inversa, mientras que se encuentra por debajo de lo esperado para la escala de evitación medida de manera directa. Una razón probable para ello podría ser el escaso número de ítems que la conformaban (cinco ítems).

Los resultados muestran que los ítems referidos a las dimensiones de ansiedad y evitación de la escala conformaban factores diferentes entre sí, lo que podría estar en consonancia con la estructura de dos factores propuesta por la prueba original y comprobada en posteriores validaciones (Busonera et al., 2014; Fraley et al., 2000; Kooiman, et al., 2013; Mastrotheodoros et al., 2015; Rozvadský Gugová et al., 2014; Sibley et al., 2005; Tsagarakis et al., 2007; Wongpakaran et al., 2011). Sin embargo, los datos obtenidos se ajustan mejor a un modelo de tres factores, que confirmaría la unidimensionalidad del factor de ansiedad y la mayor complejidad de la composición del factor de evitación. Ambos elementos fueron reportados anteriormente en la validación coreana del instrumento (Kim et al., 2011).

De manera más específica, la estructura factorial obtenida revela la importancia de la dirección en la cual se encuentran redactados los ítems de la dimensión de evitación, dado que esta dimensión se dividió en dos factores uno conformado por los ítems que medían la evitación de manera directa (factor denominado evitación medida en forma directa) y otro conformado por los ítems que medían la evitación de manera inversa (factor denominado evitación medida en forma inversa). Además, es posible que la unidimensionalidad de la escala de ansiedad pueda deberse a que todos los ítems que quedaron como parte de la escala están redactados en un mismo sentido.

Los resultados obtenidos guardan cierta similitud con la estructura bifactorial del ECR encontrada por Wei et al.(2007). Estos autores reportaron la existencia de factores secundarios subyacentes a los factores de ansiedad y evitación basados en la dirección de la redacción de los ítems (por un lado, los redactados en positivo y, por otro lado, los redactados en negativo).

Estos resultados mostrarían que los participantes han respondido el ECR-R con un patrón de respuesta consistente con la dirección de la redacción de los ítems, es decir, las respuestas a los ítems que miden conductas que reflejan patrones de evitación tienen un comportamiento relativamente independiente de las respuestas a los ítems que miden conductas de falta de evitación. Se sostiene que las respuestas son solo relativamente independientes debido a que, si bien ambos grupos de ítems configuran dos factores distintos, estos se encuentran significativamente relacionados (r = ,65).

Más allá del ECR-R, estos resultados podrían tener implicancias metodológicas para la construcción de cuestionarios psicológicos, dado que, en la construcción de estos instrumentos, se recomienda incluir ítems redactados en diferentes direcciones con la finalidad de reducir el sesgo en las respuestas (Furr, 2011). Sin embargo, los resultados obtenidos en este estudio permitirían considerar que el cambio en la dirección de los ítems podría crear confusión en el participante y así introducir un error y crear factores artificiales en la estructura factorial del instrumento. Este punto necesitaría ser estudiado de manera más sistemática en diversos cuestionarios psicológicos.

Respecto a la relación entre las dimensiones de ansiedad y evitación, los datos evidenciarían una correlación baja entre ansiedad y evitación medida de manera directa, y una correlación moderada entre ansiedad y evitación medida de manera inversa. La propuesta original de las dimensiones del apego adulto (Brennan et al., 1998) y del instrumento (Fraley et al., 2000) consideraba la independencia de ambas dimensiones, lo que se reflejaría mejor en la relación entre las dimensiones de ansiedad y evitación medida de manera directa. Estos datos podrían demostrar que la medición de la evitación de manera directa podría reflejar mejor la dimensión; sin embargo, también se requieren futuros estudios de verificación de esta hipótesis para su confirmación.

En relación con las evidencias de validez convergente, las correlaciones encontradas entre las correspondientes escalas de ansiedad y evitación del ECR-R y del RQ fueron menores a las reportadas previamente en otros contextos (Sibley et al., 2005; Tsagarakis et al., 2007). Por ello, estos resultados se consideran un apoyo parcial a la validez convergente de esta versión del ECR-R en español, la que necesitaría ser estudiada con mayor profundidad en futuras investigaciones.

De esta forma, los resultados de esta investigación presentan como producto una versión en español del ECR-R que muestra evidencia de un funcionamiento aceptable en el contexto peruano basado en indicadores tanto de validez como de confiabilidad. Una de las fortalezas del estudio fue que el AFE y el AFC se basaron en las correlaciones policóricas, técnica recomendada cuando la distribución multivariada de un cuestionario presenta asimetría o curtosis (Izquierdo et al., 2014). Probablemente el uso de estos análisis, unido a haber seguido los resultados del análisis paralelo de Horn como guía para la determinación del número de factores, ha facilitado la emergencia y comprobación de la existencia de un tercer factor con sentido teórico en la estructura factorial el cual además había sido reportado en estudios previos del instrumento.

Es importante indicar las limitaciones propias del estudio en relación con la generalización de los resultados obtenidos. Si bien la muestra estuvo compuesta por estudiantes de diversas ciudades peruanas, no todas las regiones naturales estuvieron representadas, los participantes fueron voluntarios y de quienes aceptaron participar, se eliminaron a quienes no cumplían los criterios de inclusión y a quienes tenían cuestionarios incompletos. Todos estos elementos introducen sesgos que no pueden ser cuantificados por lo que la generalización de los resultados debe ser realizada con mucha cautela.

Asimismo, es posible considerar que la dirección de las opciones de respuesta propuesta en este estudio —siguiendo a Zambrano et al., (2009)—, donde el 1 correspondía a la opción Siempre y el 5 a la opción Nunca, haya creado confusión e introducido un sesgo adicional a los datos. Por ello, se sugiere la utilización de la escala Likert de frecuencia con un sentido más natural, es decir donde el valor 1 corresponda a la opción Nunca y 5 a la opción Siempre.

Por todo ello, si bien los resultados obtenidos pueden ser considerados un aporte importante para la evaluación del apego adulto a través del ECR-R en el contexto peruano y de habla hispana, es importante continuar explorando el funcionamiento psicométrico de esta escala tanto en estudiantes universitarios como en la población adulta general.

Agradecimiento

Concurso Anual de Proyectos de Investigación 2015, Dirección de Gestión de la Investigación, Pontificia Universidad Católica del Perú. Proyecto de investigación financiado por la Dirección General de Investigación (PUCP), a través de la subvención Nº 219.

Referencias bibliográficas

Achenbach, T., Rescorla, L., (2003). Manual for the ASEBA adult forms & profiles . Burlington, Vermont: University of Vermont, Research Center for Children, Youth, & Families

Ainsworth, M., Blehar, M., Waters, E., Wall, S., (1978). Patterns of attachment. A psychological study of the strange situation . Hillsdale, New Jersey: Lawrence Erlbaum

Baglin, J.(2014). "Improving your exploratory Factor analysis for or-dinal data: A demonstration using FACTOR". Practical Assessment, Research & Evaluation. 19 (5), 1-15. Recuperado de https://bit.ly/2RvrtNz

Bartholomew, K., Horowitz, L.(1991). "Attachment styles among young-adults: A test of a four-category model". Journal of Personality and Social Psychology. 61 (2), 226-244. Recuperado de http://dx.doi.org/10.1037//0022-3514.61.2.226

Bowlby, J., (1982). Attachment and loss (Vol. 1) . New York: Basic Books

Bowlby, J., (1988). A secure base. Parent-child attachment and healthy human development . London, United Kingdom: Routledge

Brennan, K., Clark, C., Shaver, P. (1998). Self-report measurement of adult attachment: An integrative overview . En Simpson, J., Rholes, W (autor.);Attachment theory and close relationships. (46-76). New York: Guilford Press

Busonera, A., San Martini, P., Zavattini, G., Santona, A.(2014). "Psychometric properties of an Italian version of the Experiences in Close Relationships-Revised (ECR-R) Scale". Psychological Reports: Measures & Statistics. 114 (3), 785-801. Recuperado de http://dx.doi.org/10.2466/03.21.PR0.114k23w9

Crowell, J., Treboux, D., Waters, E.(1999). "Crowell, J. A.". The adult attachment interview and the relationship questionnaire: Relations to reports of mothers and partners. 6 (1), 1-18. Recuperado de http://doi.org/c9d58x

Fernández-Fuertes, A., Orgaz, B., Fuertes, A., Carcedo, R.(2011). "La evaluación del apego romántico en adolescentes españoles: validación de la versión reducida del Experiences in Close Relationships-Revised (ECR-R)". Anales de Psicología. 27 (3), 827-833. Recuperado de https://bit.ly/2CntLUO

Fraley, R., Waller, N. (1998). Adult attachment patterns: A test of the typological model . En Simpson, J., Rholes, W (eds.);Attachment theory and close relationships. (77-114). New York: Guilford Press

Fraley, R., Waller, N., Brennan, K.(2000). "An item response theory analysis of self-report measures of adult attachment". Journal Personality and Social Psychology. 78 (2), 350-365. Recuperado de http://dx.doi.org/10.1037/0022-3514.78.2.350

Furr, R., (2011). Scale construction and psychometrics for social and personality Psychology . London, United Kingdom: SAGE Recuperado de http://dx.doi.org/10.4135/9781446287866

Griffin, D., Bartholomew, K.(1994). "Models of the self and other: Fundamental dimen-sions underlying measures of adult attachment". Journal of Personality and Social Psychology. 67 (3), 430-445. Recuperado de http://dx.doi.org/10.1037/0022-3514.67.3.430

Hazan, C., Shaver, P.(1987). "Romantic love conceptualized as an attachment process". Journal of Personality and Social Psychology. 52 (3), 511-524. Recuperado de http://dx.doi.org/10.1037/0022-3514.52.3.511

Hazan, C., Shaver, P.(1994). "Attachment as an organizational framework for re-search on close relationships". Psychological Inquiry. 5 (1), 1-22. Recuperado de https://bit.ly/2QRqQsz

Hanak, N., Dimitrijevic, A.(2013). "A Serbian version of modified and revised experi-ences in Close Relationships Scale (SM–ECR–R)". Journal of Personality Assessment. 95 (5), 530-538. Recuperado de http://dx.doi.org/10.1080/00223891.2013.778271

Hu, L., Bentler, P.(1998). "Fit indices in covariance structure modeling: Sensi-tivity to underparameterized model misspecifica-tion". Psychological Methods. 4 (3), 424-453. Recuperado de http://dx.doi.org/10.1037/1082-989X.3.4.424

IBM, ., (2013). IBM SPSS Statistics for Windows, Version 22.0 . Armonk, New York: IBM Corp.

Izquierdo, I., Olea, J., Abad, F.(2014). "Exploratory factor analysis in validation studies: Uses and recommendations". Psicothema. 26 (3), 395-400. Recuperado de http://dx.doi.org/10.7334/psicothema2013.349

Jöreskog, K., Sörbom, D., (1993). LISREL 8 [Computer software] . Chicago, Illinois: Scientific Software International

Kaščáková, N., Husárová, D., Hašto, J., Kolarčik, P., Poláčková Šolcová, I., Madarasová Gecková, A., Tavel, P.(2016). "alidation of a 16-item short form of the Czech ver-sion of the Experiences in Close Relationships Re-vised Questionnaire in a representative sample". Psychological Reports. 119 (3), 804-825. Recuperado de http://dx.doi.org/10.1177/0033294116667725

Kim, S., Sherry, A., Lee, Y., Kim , C.(2011). "Psychometric properties of a translated Korean adult attachment measure". Measurement and Evaluation in Counseling and Development. 44 (3), 135-150. Recuperado de http://dx.doi.org/10.1177/0748175611409842

Kooiman, C., Klaassens, E., van Heloma Lugt, J., Kamperman, A.(2013). "Psychometrics and validity of the Dutch Experienc-es in Close Relationships–Revised (ECR–R) in an outpatient mental health sample". Journal of Personality Assessment. 95 (2), 217-224. Recuperado de http://dx.doi.org/10.1080/00223891.2012.740540

Lorenzo-Seva, U., Ferrando, P., (2017). Factor 10.5.02 . Tarragona, España: Universitat Rovira i Virgili

Main, M., Kaplan, N., Cassidy, J.(1985). "Security in infancy, childhood, and adulthood: A move to the level of representation". Monographs of the Society for Research in Child Development. 50 (1-2), 66-104. Recuperado de http://dx.doi.org/10.2307/3333827

Martínez, C., Santelices, M.(2005). "Evaluación del apego en el adulto: una revisión". Psykhe. 14 (1), 181-191. Recuperado de http://doi.org/ckgshm

Mastrotheodoros, S., Chen, B., Motti-Stefanidi, F.(2015). "Experiences in close relationships-revised (ECR-R): Measurement (non-) invariance across Chinese and Greek samples". European Journal of Developmental Psychology. 12 (3), 344-358. Recuperado de http://dx.doi.org/10.1080/17405629.2015.1021327

Mikulincer, M., Shaver, P., (2007). Attachment in adulthood. Structure, dynamics and change . New York: Guilford Press

Mikulincer, M., Shaver, P., Bar-On, N., Ein-Dor, T.(2010). "The pushes and pulls of close relationships: At-tachment insecurities and relational ambivalence". Journal of Personality and Social Psychology. 98 (3), 450-468. Recuperado de http://dx.doi.org/10.1037/a0017366

Pierrehumbert, B., Karmanaiola, A., Sieye, A., Meister, C., Milijkovitch, R., Halfon, O.(1996). "Les modèles de relations: développement d’un au-toquestionnaire d’attachement pour adultes". Psychiatrie de L’Enfant. 39 (1), 161-206. Recuperado de https://bit.ly/2RQpjrb

Ravitz, P., P., Maunder, R., Hunter, J., Sthankiya, B., Lancee, W.(2010). "Adult attachment measures: A 25-year review". Journal of Psychosomatic Research. 69 (4), 419-432. Recuperado de http://dx.doi.org/10.1016/j.jpsychores.2009.08.006

Rozvadský Gugová, G., Heretik, A., Hajdúk, M.(2014). "Psychometric properties of the Slovak version of the Experiences in Close Relationships-revisited (ECR-R) on general adult sample". Studia Psychologica. 56 (1), 37-52. Recuperado de http://dx.doi.org/10.21909/sp.2014.01.649

Schmitt, D., Alcalay, L., Allensworth, M., Allik, J., Ault, L., Austers, I., ZupanÈiÈ, A.(2004). "Patterns and universals of adult romantic attach-ment across 62 cultural regions: Are models of self and of other pancultural constructs?". Journal of Cross-Cultural Psychology. 35 (4), 367-402. Recuperado de http://dx.doi.org/10.1177/0022022104266105

Sheinbaum, T., Bedoya, E., Kwapil, T., Barrantes-Vidal, N.(2014). "Comparison of self-reported attachment in young adults from Spain and the United Sates". Psicothema. 25 (4), 514-519. Recuperado de http://dx.doi.org/10.7334/psicothema2012.345

Sibley, C., Fischer, R., Liu, J.(2005). "Reliability and validity of the Revised Experiences in Close Relationship (ECR-R) Self-report measure of adult romantic attachment". Personality and Social Psychology Bulletin. 31 (11), 1524-1536. Recuperado de http://dx.doi.org/10.1177/0146167205276865

Tsagarakis, M., Kafetsios, K., Stalikas, A.(2007). "Reliability and validity of the Greek version of the Revised Experiences in Close Relationships measure of adult attachment". European Journal of Psychological Assessment. 23 (1), 47-55. Recuperado de http://dx.doi.org/10.1027/1015-5759.23.1.47

Wei, M., Russell, D., Mallinckrodt, B., Vogel, D.(2007). "The Experiences in Close Relationship Scale (ECR)-short form: Reliability, validity, and factor structure". Journal of Personality Assessment. 88 (2), 187-204. Recuperado de http://dx.doi.org/10.1080/00223890701268041

Wilkinson, R.(2011). "Measuring attachment dimensions in adolescents: Development and validation of the Experiences in Close Relationships —Revised— general short form". Journal of Relationships Research. 2 (1), 53-62. Recuperado de http://dx.doi.org/10.1375/jrr.2.1.53

Wongpakaran, T., Wongpakaran, N., Wannarit, K.(2011). "Validity and reliability of the Thai version of the Experiences of Close Relationships-Revised questionnaire". Singapore Medical Journal. 52 (2), 100-106.

Zambrano, R., Villada, J., Vallejo, V., Córdoba, V., Giraldo, J., Herrera, B., Correa, C.(2009). "Propiedades psicométricas de la prueba de apego adulto “Experiencias en relaciones cercanas-revisado” (Experiences in Close Relationships-Revised ECR-R) en población colombiana". Revista de la Facultad de Psicología Universidad Cooperativa de Colombia. 5 (8), 6-14. Recuperado de https://bit.ly/2AZpSWj

Zeifman, D., Hazan, C. (2008). Pair bonds as attachments: Reevaluating the evidence . En Cassidy, J., Shaver, P (eds.);Handbook of attachment: Theory, research, and clinical applications. (436-455). New York: Guilford Press

Notas de autor

^*Contacto: M. Nóblega Mayorga. Departamento de psicología, Pontificia Universidad Católica del Perú, Lima, Perú. Correo electrónico: mnoblega@pucp.pe

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