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Revista de la Facultad de Medicina Humana

versión impresa ISSN 1814-5469versión On-line ISSN 2308-0531

Rev. Fac. Med. Hum. vol.22 no.2 Lima abr./jun 2022  Epub 16-Mar-2022

http://dx.doi.org/10.25176/rfmh.v22i2.4763 

Articulo original

Escala de calidad de relación de pareja en el contexto Covid-19

Gissel Arteta-Sandoval1 

Denis Frank Cunza-Aranzábal1 

Jazmin Madrid-Valdiviezo1 

July Vanessa Huamán-Pérez2 

1Escuela de Posgrado, Universidad Peruana Unión, Lima, Perú.

2Lima, Perú.

RESUMEN

Introducción:

La pandemia causada por el COVID-19 ha afectado la forma de vida de las personas, y particularmente, las relaciones de pareja. El objetivo del presente estudio fue evaluar las propiedades psicométricas de la Escala de Calidad de Relación de Pareja (CRP-ASO) dentro del contexto de aislamiento social obligatorio a causa de la COVID-19, en Perú.

Métodos:

La escala CRP-ASO fue aplicada a 499 adultos (60 % mujeres; Medad= 41.54 años, Sedad= 13.48). La estructura interna del instrumento fue evaluada mediante el análisis factorial exploratorio (AFE) y el análisis factorial confirmatorio (AFC). Asimismo, la confiabilidad fue estimada mediante el cálculo del coeficiente alfa de Cronbach (α) y omega de McDonald (ꞷ).

Resultados:

Las correlaciones ítem-test indicaron que todos los ítems debían conservarse (iHC > .2). Según el AFE (KMO = .956; test de esfericidad de Bartlett p < .01) la estructura factorial emergente arrojó 4 factores, confirmados a través del AFC (SRMR = .059; R-CFI = .921; R-TLI = .913; R-RMSEA = .077). Los factores se denominaron consenso, complicidad-intimidad, satisfacción en la relación y estabilidad en la relación, con altos indicadores de consistencia interna.

Conclusión:

Se concluye que el instrumento cuenta con propiedades psicométricas satisfactorias y puede ser utilizado en muestras similares.

Palabras Clave: Parejas de hecho; COVID-19; Psicometría; análisis factorial; confiabilidad y validez.(fuente: DeCS BIREME).

INTRODUCCIÓN

La pandemia causada por la COVID-19 ha impactado en la vida de las personas1, afectando también la relación de pareja. Estudios realizados en China al inicio de la pandemia, registraron altos niveles de angustia en personas sin pareja2, alta prevalencia de ansiedad en personas casadas3y la satisfacción marital como factor protector frente a la ansiedad en padres4. Asimismo, un estudio en Irán señaló que el miedo a que uno de los miembros de la relación se contagie, influía en la salud mental de su pareja5. Es así que, dependiendo del contexto, el confinamiento impacta en el bienestar de la pareja.

Se define el término pareja como la unidad vincular en la que dos personas establecen consensualmente lazos significativos de intimidad física, emocional y psicológica, y con estabilidad en el tiempo6, que en el presente estudio incluye a parejas casadas y de hecho. Uno de los factores que se relaciona con el bienestar de los involucrados en la relación es la calidad que existe dentro de ella7. La calidad de la relación de pareja es el grado en que cada parte manifiesta intimidad, afecto y cuidado8. Existen cuatro aspectos básicos para que funcione adecuadamente una relación de pareja: la disposición a consensuar, la satisfacción, la cohesión y la expresión afectiva9.

La literatura revela diversas aproximaciones para evaluar la calidad de la relación de pareja, de forma unidimensional10y a partir de cuatro factores, como en la Escala de Ajuste Diádico9, uno de los instrumentos más usados, aplicado por primera vez en una muestra norteamericana obtuvo una confiabilidad alta (escala global, .96; satisfacción, .94; consenso, .90; cohesión, .86 y expresión afectiva, .73).

En una población similar a la original, la prueba mostró una confiabilidad de .91 en la escala total11, los resultados fueron similares en Australia, para la escala completa (entre .90 y .92) y sus dimensiones (entre .76 y .94); con excepción de la escala expresión afectiva, con valores entre .53 y .6912.

El instrumento fue validado también en Italia, mostrando una confiabilidad .93 en la escala total así como estructura factorial igual a la versión original13. Asimismo, la confiabilidad del instrumento en una muestra española fue alta (escala total: .94, consenso: .88 satisfacción: .88, cohesión: .85 y expresión afectiva: .69); y una estructura de cuatro factores14.

Sin embargo, un meta análisis sobre la consistencia interna de la escala mostró que la prueba y sus subescalas reportaban una confiabilidad aceptable; a excepción del factor expresión afectiva15. Resultados similares fueron reportados en una muestra de personas casadas, con un ajuste a un modelo de 3 dimensiones16. Se modificó la cantidad de ítems en algunas de las subescalas (consenso, 15 ítems; satisfacción, 8 ítems y cohesión, 5 ítems) y se eliminó la subescala de expresión afectiva; obteniéndose en el factor consentimiento una confiabilidad de .87; satisfacción, .84 y cohesión, .88. Por otro lado, en un estudio con personas españolas con pareja estable, si bien la confiabilidad total de la prueba fue elevada (α =.92); se señaló problemas en la estructura interna de esta escala, dado que en el análisis factorial exploratorio la subescala consenso explicó la mayoría de la varianza (3.63%) y algunos ítems obtuvieron una carga mayor en un factor distinto al planteamiento original17. Por último, en un estudio en Hungría, el coeficiente de confiabilidad omega fue aceptable en la prueba general: .86, y las dimensiones consenso: .60, y cohesión: .57; mientras que fue baja para las subescalas satisfacción:.22, y expresión afectiva: .3618.

Teniendo en cuenta que la pandemia de la COVID-19 ha afectado la vida conyugal y son escasos los instrumentos que evalúan la calidad de relación de pareja en dicho contexto, el propósito del presente estudio es 1) Identificar las relaciones subyacentes entre las variables medidas de la escala CRP-ASO usando el Análisis Factorial Exploratorio, 2) Verificar por medio del Análisis Factorial Confirmatorio la estructura que emerge del Análisis Factorial Exploratorio, 3) Evidenciar la validez convergente de la escala CRP-ASO y sus dimensiones con los ítems complementarios de felicidad y comparativos antes y durante el aislamiento social 4) Determinar la confiabilidad por consistencia interna de la escala CRP-ASO.

MÉTODOS

Diseño

Se trata de una investigación de diseño instrumental19porque analiza las propiedades psicométricas de un instrumento de medición psicológica.

Participantes

Se utilizó un método de muestreo no probabilístico por conveniencia20. La muestra estuvo compuesta por un total de 499 participantes, en su mayoría mujeres (300; 60%), con representantes de casi todas las regiones del Perú. Respecto al estado civil, un 72% reportaron estar casados, mientras que un 28% señalaron estar conviviendo con su pareja. Asimismo, según la situación laboral de los encuestados, un 19% mencionó estar desempleado y un 49% empleados. Información más detallada se puede observar en laTabla 1.

Tabla 1. Características sociodemográficas de la muestra 

    Recuento %     Recuento %
Edad 18-24 años 19 3.8 Filiación religiosa Adventista 209 41.9 25-34 años 119 23.8 Agnóstico 10 2.0 35-44 años 188 37.7 Ateo 3 .6 45-54 años 111 22.2 Católica 225 45.1 55-64 años 44 8.8 Evangélica 32 6.4 65-77 años 18 3.6 Mormón 2 .4
Tiempo de relación Menos de 5 años 117 23.4 R.O. 14 2.8 6-10 años 118 23.6 Testigo de Jehová 4 .8 11-20 años 161 32.3 Zonas Norte 114 22.8 21-30 años 63 12.6 Centro 329 65.9 31-40 años 28 5.6 Sur 36 7.2 Más de 41 años 12 2.4 Otros 20 4

Nota. Norte = Amazonas. Cajamarca. La Libertad. Lambayeque. Loreto. Piura. San Martín. Tumbes; Centro = Ancash. Callao. Huánuco. Junín. Lima. Pasco. Ucayali; Sur = Arequipa. Ayacucho. Cusco. Huancavelica. Ica. Madre de Dios. Puno; Otros = peruanos en otros lugares del mundo; R.O.= Religiones o losofías orientales (budismo, New age, Hare krishna, etc.)

Instrumentos

Para elaborar el instrumento utilizado en el presente estudio, se tomaron algunos ítems de la escala de ajuste diádico9y de la escala de satisfacción21, propuestas en español por Melero22, cuyos ítems fueron adecuados al contexto del aislamiento social obligatorio. Se adicionaron dos ítems, uno relacionado al cuidado preventivo del Covid-19 y otro, a la educación virtual de los hijos.

El instrumento elaborado es una adecuación, a la que se denominó Escala de Calidad de Relación de Pareja en contexto de Aislamiento Social Obligatorio (CRP-ASO) y cuenta con 35 ítems. Se tomaron 11 ítems de la dimensión “consenso” de la escala de ajuste diádico y se agregaron los ítems 12 y 13, el ítem 12 está dirigido a parejas con hijos, los ítems del 15 al 22 fueron tomados de la escala de satisfacción de Hendrick, siendo 15, 16, 20 y 22 de calificación inversa. Los ítems 24 al 27 fueron adecuados a partir de la dimensión “cohesión” y los ítems 29 al 32 de la dimensión “expresión de afecto” de la escala de ajuste diádico. Se incluyen también otros ítems que no forman parte del constructo Calidad de Relación de Pareja en contexto de Aislamiento Social Obligatorio: los ítems 14, 23, 28, 33 que pretenden diferenciar cómo se manifiestan las dimensiones en el tiempo, con relación al periodo de aislamiento social en comparación con la etapa previa (mejor que antes, igual que antes, peor que antes) y los ítems 34 y 35 para evaluar la percepción de felicidad en la relación de pareja. Todos estos ítems fueron utilizados para el análisis de validez convergente.

Procedimientos

La recolección de datos se realizó en la segunda mitad del mes de mayo del 2020, cuando los participantes llevaban al menos 65 días de aislamiento social obligatorio, en Perú. Se utilizó un formulario en línea y se invitó a participar a través de redes sociales Facebook y WhatsApp, además se usó el servicio de publicidad pagada por Facebook, para difundir la encuesta a nivel nacional. Para pasar a las secciones subsiguientes las respuestas de todos los ítems fueron obligatorias; por tanto, no hubo encuestas incompletas.

Análisis estadístico

Los 499 registros fueron divididos en dos grupos de manera aleatoria, uno de ellos de 280 casos para la realización del análisis factorial exploratorio (AFE) y el otro de 219 participantes para el análisis factorial confirmatorio (AFC).

El AFC fue realizado haciendo uso del software estadístico R. Los ítems obtenidos del AFE realizado con los primeros 280 casos, fueron luego sometidos al AFC considerando el modelo derivado de la estructura factorial obtenida en el AFE, pero esta vez con 219 casos distintos a los primeros. El AFC se realizó siguiendo las indicaciones dadas por Rhemtulla, Brosseau-Liard, y Savalei23quienes sostienen que al ser los datos categóricos, por definición, no presentan distribución normal; por lo cual, el análisis de estos datos debiera hacerse con estimadores robustos en caso de considerarse como datos continuos. Se eligió entonces la estimación de máxima verosimilitud con errores estándar robustos y un estadístico de prueba escalado Satorra-Bentler (MLM) presentados en el paquete estadístico Lavaan de R24. Para determinar el ajuste del modelo se usó los recientemente propuestos índices robustos CFI, TLI y RMSEA para datos no normales25.

Aspectos éticos

Antes de iniciar la encuesta se brindaron instrucciones y se solicitó el consentimiento informado de los participantes, indicando además que podían dejar de responder cuando lo desearan, además se garantizó la confidencialidad de los datos al solicitar una respuesta anónima, evitando cualquier forma de identificación de los participantes.

RESULTADOS

El análisis descriptivo de los ítems, mostró que el 23,2% de la muestra destinada al AFE y el 21,9% para el AFC, no tenían hijos, reduciendo ambas muestras, por lo que el ítem 12 no fue considerado para análisis posteriores. Antes de realizar el AFE, se procedió a verificar el índice de homogeneidad corregida (iHC >0,2), lo que indica que no es necesario retirar ningún ítem; asimismo, la asimetría y la curtosis de los ítems, mostró que todos ellos se encuentran dentro del rango de -2 y +2 (verTabla 2) siendo valores aceptables para considerar que los datos poseen una distribución aproximadamente normal26, se utilizó por lo tanto, la matriz de correlaciones producto-momento de Pearson como input para el AFE. Se verificó la adecuación de los datos haciendo uso del programa estadístico Jamovi 1,2,22, obteniéndose un KMO = ,96 y un test de esfericidad de Bartlett significativo (p < 0,10). Fue utilizado el análisis paralelo como método de determinación del número de factores, el método más recomendado para tal propósito, mientras que se utilizó el método de mínimos residuos para la extracción de factores y la rotación oblicua oblimin, obteniéndose 4 factores que explicaron el 69,4% de la varianza, con cargas superiores a ,4, siendo un tamaño de saturación mínimo recomendado (Tabla 3), siendo el primer factor, consenso, el que explica el mayor porcentaje de la varianza (32.33%). Los factores obtenidos correlacionaron entre sí con un valor mínimo de .319 y un máximo de .719 (Tabla 4), superiores a .30, por lo que se considera que la rotación oblicua utilizada en el análisis factorial exploratorio, es adecuada27.

Tabla 2.  Datos descriptivos de las variables en estudio en la muestra utilizada para el AFE 

  N Mínimo Máximo Media DE iHC Asimetría Curtosis
Item1 280 1 5 3.61 1.280 .811 -.752 -.480
Item2 280 1 5 3.83 1.383 .717 -.835 -.675
Item3 280 1 5 3.70 1.315 .861 -.831 -.464
Item4 280 1 5 3.71 1.286 .826 -.902 -.228
Item5 280 1 5 3.66 1.327 .806 -.714 -.639
Item6 280 1 5 3.64 1.246 .720 -.784 -.347
Item7 280 1 5 3.94 1.303 .826 -1.129 .069
Item8 280 1 5 3.88 1.316 .815 -1.036 -.137
Item9 280 1 5 3.68 1.246 .782 -.695 -.519
Item10 280 1 5 3.50 1.247 .800 -.628 -.583
Item11 280 1 5 4.01 1.314 .821 -1.210 .204
Item13 280 1 5 3.72 1.350 .802 -.865 -.490
Item15 280 1 5 3.80 .883 -.273 -.314 -.175
Item16 280 1 5 4.30 .985 -.414 -1.402 1.512
Item17 280 1 5 3.74 1.161 .661 -.849 .042
Item18 280 1 5 3.91 1.218 .669 -1.057 .198
Item19 280 1 5 3.94 1.137 .644 -.978 .170
Item20 280 1 5 4.16 1.100 -.257 -1.233 .828
Item21 280 1 5 3.80 1.149 .591 -.924 .173
Item22 280 1 5 3.78 1.058 -.363 -.864 .424
Item24 280 1 5 3.65 .922 .696 -.638 .730
Item25 280 1 5 3.98 .939 .682 -.769 .486
Item26 280 1 5 3.91 .942 .654 -.720 .405
Item27 280 1 5 3.83 1.071 .670 -.712 -.063
Item29 280 1 5 3.70 1.269 .632 -.686 -.466
Item30 280 1 5 3.89 1.078 .707 -.842 .222
Item31 280 1 5 3.74 1.118 .651 -.596 -.241
Item32 280 1 5 3.21 1.096 .322 -.203 -.396

Nota. DE = Desviación estándar, iHC = índice de homogeneidad corregido

Tabla 3.  Cargas factoriales de los ítems en estudio e índices de confiabilidad por consistencia interna de los factores obtenidos 

Ítems F1 F2 F3 F4 Unicidad
Item11 .931       .170
Item8 .923       .175
Item4 .899       .178
Item7 .898       .193
Item6 .865       .331
Item5 .862       .236
Item2 .855       .340
Item1 .803       .252
Item9 .799       .290
Item10 .774       .285
Item3 .769       .203
Item13 .763       .289
Item30   .860     .153
Item31   .842     .228
Item29   .812     .348
Item25   .756     .306
Item24   .645     .328
Item27   .583     .368
Item26   .556     .371
Item32   .446     .752
Item21     .897   .212
Item19     .858   .184
Item18     .857   .145
Item17     .780   .186
Item16       .668 .379
Item22       .657 .452
Item15       .613 .602
Item20       .572 .611
α de Cronbach .972 .924 .947 .772  
ꞷ de McDonald .972 .930 .947 .777  

Nota. Se utilizó el método de extracción de mínimos residuos en combinación con la rotación 'oblimin'. F1 = Consenso; F2 = Complicidad/intimidad; F3 = Satisfacción en la relación; F4 = Compromiso

Tabla 4 Matriz de correlaciones entre factores 

  F1 F2 F3 F4
F1 .600 .514 .319
F2   .719 .625
F3     .522
F4      

Nota. F1 = Consenso; F2 = Complicidad/intimidad; F3 = Satisfacción en la relación; F4 = Compromiso

El modelo factorial propuesto (Figura 1) en base al análisis robusto MLM obtuvo un χ2 = 743.016 (gl = 344; p<.01), que junto con el modelo de referencia, modelo saturado o modelo nulo (χ2 = 4621.232, gl = 378) permitieron obtener los valores de los diferentes estadísticos de ajuste presentados en la tabla 4, los cuales muestran la viabilidad del modelo de referencia o modelo propuesto, pues los índices robustos(25)son adecuados (CFI >.9; TLI >.9) y RMSEA <.08, según las indicaciones de Schumacker y Lomax(28).

Tabla 5. Índices de bondad se ajuste obtenidos del AFC. 

  χ2 (gl) p-valor χ2/gl SRMR R-CFI R-TLI R-RMSEA [IC 90 %]
Modelo de cuatro factores 743.016(344) 0.000 2.160 0.059 0.921 0.913 0.077[0.070; 0.085]

Nota. R-CFI = CFI robusto, R-TLI = TLI robusto, R - RMSEA = RMSEA Robusto.

Los factores obtenidos se traducen en 4 dimensiones que se definen como sigue.

Consenso. Mide el grado de acuerdo existente entre los miembros de la pareja en áreas importantes para la relación tales como valores, educación, tareas domésticas, tiempo libre, relaciones con los familiares y amigos, etc.9así como la toma de decisiones en el contexto del confinamiento.

Complicidad/Intimidad. Evalúa el grado en que la pareja realiza actividades conjuntas y se manifiestan expresiones de afecto generando cercanía. Une las dimensiones originales de expresión de afecto y cohesión de Spanier9adaptadas al español por Melero22.

Satisfacción en la relación. Permite valorar el grado en que la relación de pareja se percibe como agradable y placentera.

Compromiso. Hace referencia al compromiso percibido con la continuidad de la relación y al control emocional frente a los problemas de pareja.

Figura 1: Estructura factorial del CRP-ASO 

La escala CRP-ASO muestra una adecuada consistencia interna en cada una de sus dimensiones: consenso (α de Cronbach y ꞷ de McDonald = 0,972), complicidad-intimidad (α de Cronbach = 0,924; ꞷ de McDonald = 0,930), satisfacción en la relación (α de Cronbach = 0,947; ꞷ de McDonald = 0,947) y compromiso (α de Cronbach = 0,772; ꞷ de McDonald = 0,777).

Respecto a validez convergente (Tabla 6), las dimensiones correlacionaron de forma positiva, significativa y con tamaño de efecto entre típico y relativamente grande29con diversos ítems comparativos en el tiempo: acuerdo mutuo (ítem 14); satisfacción con la relación de pareja (ítem 23); sensación de cercanía con la pareja (ítem 28); expresión de afecto (ítem 33), percepción de felicidad en la pareja antes (ítem 34) y durante el aislamiento social obligatorio (ítem 35).

Tabla 6.  Vericación de la validez de constructo (convergente) de las dimensiones y la escala completa de Relación de pareja 

    Acuerdo mutuo (14) Satisfacción en la relación de pareja (23) Cercanía (28) Expresión de afecto (33) Felicidad en la pareja-antes del aislamiento social (34) Felicidad en la pareja-durante aislamiento social (35)
Consenso r 0.272 *** 0.293 *** 0.347 *** 0.373 *** 0.271 *** 0.354 ***
p < .001   < .001   < .001   < .001   < .001   < .001  
Complicidad- Intimidad r 0.396 *** 0.502 *** 0.58 *** 0.585 *** 0.41 *** 0.618 ***
p < .001   < .001   < .001   < .001   < .001   < .001  
Satisfacción en la relación r 0.287 *** 0.366 *** 0.453 *** 0.461 *** 0.393 *** 0.505 ***
p < .001   < .001   < .001   < .001   < .001   < .001  
Compromiso r 0.304 *** 0.444 *** 0.447 *** 0.393 *** 0.403 *** 0.552 ***
p < .001   < .001   < .001   < .001   < .001   < .001  
Calidad de relación de pareja r 0.366 *** 0.443 *** 0.513 *** 0.523 *** 0.402 *** 0.552 ***
p < .001   < .001   < .001   < .001   < .001   < .001  

Nota. Los ítems 14. 23. 28. 33. 34 y 35 identifican el estado de la relación en los criterios descritos. durante el aislamiento social en comparación con el periodo previo. N = 499: r = correlación de Pearson *** p < 0,001

DISCUSIÓN

Para este estudio se propuso identificar las propiedades psicométricas de la Escala de Calidad de Relación de Pareja en el contexto de aislamiento social obligatorio en el Perú, por la enfermedad Covid-19.

Mediante el AFE, se encontró que la escala CRP-ASO cuenta con 4 dimensiones a las que se denominó: consenso (12 ítems), complicidad-intimidad (8 ítems), satisfacción en la relación (4 ítems) y compromiso (4 ítems). Estas dimensiones fueron analizadas usando el AFC, confirmándose su factorización, por lo tanto, desde esta perspectiva el constructo calidad de relación de pareja sería multidimensional. Este resultado coincide con lo encontrado por otros estudios en los que se reportó la existencia de cuatro dimensiones9,13,14,30y difiere de la propuesta de dos dimensiones(18)y tres factores16encontrados en otros estudios.

Un hallazgo destacado es que la dimensión consenso conserva los mismos ítems de la Escala de Ajuste Diádico adaptada por Melero(22), lo cual denota la fortaleza de este factor; así mismo es el factor que explica el mayor porcentaje de varianza de esta escala, resultado encontrado también por Santos-Iglesias et al.17y Balzarini et al.31. En cuanto a los demás factores, estos sufrieron cambios en su composición de ítems, lo que demostraría que la estructura factorial de la escala puede variar en diversos contextos sociales y culturales lo cual coincide con16. Muestra de ello es que la dimensión Satisfacción, luego del análisis, se dividió en dos factores: satisfacción en la relación y compromiso.

Por otra parte, se destaca que el ítem 32 “Durante el aislamiento social ¿mantienen relaciones sexuales?”, si bien se agrupa en complicidad/intimidad, obtiene .73 en unicidad, lo que expresa cierta tendencia a ser un ítem autónomo o incluso ser una dimensión en sí misma. También puede ser que esté relacionado con algunas variaciones en las opciones de respuesta dadas en los ítems (se agregó la palabra “casi” a las opciones de respuesta “nunca” y “todos los días”).

A partir del AFC, se deduce que todas las dimensiones correlacionan entre sí de forma positiva o directa y significativa con valores desde débiles hasta fuertes32. Las dimensiones complicidad-intimidad y satisfacción obtuvieron la correlación más alta (r = .72), lo que muestra que las dimensiones forman parte del mismo constructo, pero se mantienen como factores diferentes.

Asimismo, la dimensión satisfacción en la relación y compromiso tienen la segunda correlación más alta (r = .76), lo que coincide con Balzarini et al.31, quienes encontraron correlación entre satisfacción y compromiso (r = .66), en un estudio realizado en parejas de 57 países, en el contexto de la pandemia.

Respecto a las dimensiones que originalmente se habían denominado expresión de afecto y cohesión, luego del AFE y AFC, se unieron y dieron lugar a la dimensión que actualmente se denomina complicidad-intimidad. Esto es así, probablemente porque toda esta sección de preguntas expresa cercanía, ya sea a través de realizar actividades juntos como por muestras físicas de afecto. Dado que el confinamiento ha incrementado la proximidad física de la pareja, podría suceder que estas dimensiones se estén retroalimentando entre sí, de modo, que los límites entre ambas parecen tornarse difusos.

Por otra parte, la dimensión que se planteó como satisfacción en la relación, se dividió en dos dimensiones. La primera, mantuvo el nombre de satisfacción, y la segunda, con los ítems invertidos, se denominó compromiso, puesto que los ítems que se agruparon en esta dimensión describen la disposición de las parejas para mantener la relación y gestionar sus emociones cuando surgen problemas.

Los resultados del análisis de confiabilidad por consistencia interna coincide con otros autores (9,13-15,30) quienes encontraron que la dimensión con mayor confiabilidad fue consenso, al igual que en este estudio, mientras que la de menor confiabilidad fue expresión afectiva, siendo este último resultado distinto a lo encontrado en este estudio (compromiso).

Respecto a la validez convergente se correlacionaron las cuatro dimensiones con los ítems complementarios y comparativos en el tiempo. Entre los resultados más resaltantes, se halló que la dimensión complicidad - intimidad logra las correlaciones más altas con casi todos los ítems complementarios, lo cual coincide con otros estudios sobre la relación entre intimidad y felicidad33,34. Asimismo, el ítem que evalúa la felicidad durante el aislamiento social obtiene los coeficientes de correlación más altos con las dimensiones de la escala CRP-ASO a excepción de consenso, lo que indicaría que las parejas que tenían una relación positiva antes del confinamiento, durante esta etapa pueden mantener e incluso mejorar los aspectos positivos de su relación. También se puede notar que los reportes de felicidad podrían ser buenos predictores de la calidad de relación de pareja.

Entre las limitaciones del estudio se puede mencionar que la muestra fue mayormente de personas que profesan una religión cristiana, con un nivel educativo superior universitario, con acceso a internet y redes sociales, tratándose además de un muestreo no probabilístico. Respecto a la validez convergente, se consideraron ítems comparativos unitarios en vez de escalas validadas.

En futuras investigaciones, se debería incluir con mucha más especificidad, los aspectos culturales propios, los cambios en las formas de vida y de relacionarse que impone la pandemia y otros efectos (como los de la globalización) influyen para que se redefina el concepto de calidad de relación de pareja. Asimismo, es necesario evaluar la estabilidad de la estructural factorial de la prueba en otras poblaciones y obtener otras evidencias de validez. Contar con una versión abreviada de este instrumento sería muy recomendable en dirección a estudios de corte epidemiológico o clínico.

CONCLUSIÓN

Finalmente, el CRP-ASO y sus cuatro subescalas, desarrollado para su uso en el contexto peruano en condiciones de aislamiento social, es un instrumento confiable y que cuenta con evidencias de validez interna (de constructo) y externa (convergente) y podría ser útil en futuros estudios que pretendan conocer la calidad de las relaciones de pareja.

REFERENCIAS

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Financiamiento: Autofinanciado.

Recibido: 01 de Febrero de 2022; Aprobado: 07 de Marzo de 2022

Correspondencia: Denis Frank Cunza-Aranzábal Dirección: Carretera Central, Km. 19.5, Lima, Perú. Teléfono: +51 955857465 Email:deniscunza@upeu.edu.pe

Contribuciones de Autoría: Los autores participaron en la génesis de la idea, diseño de proyecto, recolección e interpretación de datos, análisis de resultados y preparación del manuscrito del presente trabajo de investigación.

Conflictos de intereses: Los autores declaran no tener conflicto de interés.

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