Modelo
predictivo de conducta de infidelidad sexual entre personas casadas
Predictive model of sexual infidelity behavior among married
persons
Infidelidad
sexual en casados
José Moral-de-la-Rubia
*Correspondencia:
jose_moral@hotmail.com/Fecha de recepción: 16 de octubre de 2019/Fecha de aceptación: 19 de marzo de 2020/
Fecha
de publicación: 31 de julio de
2020.
Universidad
Autónoma de Nuevo León, Facultad de Psicología, Dr. Carlos Canseco núm. 110,
esquina con Dr. Eduardo Aguirre Pequeño, col. Mitras Centro, Monterrey, Nuevo
León, México, C. P. 64460.
RESUMEN
La
infidelidad marital es relativamente frecuente a pesar de sus consecuencias.
Este estudio tuvo como objetivo desarrollar un modelo predictivo de la conducta
sexual infiel en personas casadas, mediante el análisis de siete variables que
participan en el fenómeno de la infidelidad. Se colectó una muestra de 790
personas casadas (53.4 % mujeres y 47.6 % hombres) por rutas al azar en
Monterrey, México. Se aplicó la Escala de Valoración de la Relación, Índice de
Satisfacción Sexual, Escala de Actitud hacia la Exclusividad Marital, Escalas
de Conducta Infiel, Escala de Búsqueda de Sensaciones Sexuales y Escala de
Engrandecimiento Marital. Se especificó el modelo con 2 variables exógenas
correlacionadas (búsqueda de sensaciones sexuales y engrandecimiento marital) y
5 variables endógenas (actitud hacia la infidelidad, satisfacción marital,
satisfacción sexual, deseo de infidelidad sexual y conducta de infidelidad
sexual). De cada 100 participantes, 6 estaban insatisfechos con su matrimonio,
13 con las relaciones sexuales con su pareja y 20 veían más defectos que
virtudes en sus parejas. Además, 83 informaron no incurrir en conductas de
infidelidad sexual, 60 indicaron total rechazo hacia la propia infidelidad, 72
no mostraron deseo de infidelidad sexual y 51 reportaron no buscar de
sensaciones sexuales. El modelo mostró un efecto grande sobre la conducta de
infidelidad sexual, explicando 70.8 % de su varianza, y tuvo un buen ajuste: X2
(7) = 11.93, P = 0.10, RMSEA = 0.03 y SRMR = 0.01. Se concluye que la variable
más crítica es el deseo de infidelidad sexual, cuyo determinante más importante
es la búsqueda de sensaciones sexuales. La correlación negativa entre esta
última variable y engrandecimiento marital indica que estas 2 variables se
pueden modular una a la otra. A su vez, el modelo remarca aspectos de
insatisfacción marital y sexual.
PALABRAS
CLAVE: parejas casadas, conducta de infidelidad sexual, deseo de infidelidad
sexual, búsqueda de sensaciones sexuales, análisis de sendero.
ABSTRACT
Marital infidelity is
relatively frequent despite its consequences. The aim of the study was to
develop a predictive model of sexual infidelity behavior among married persons through the analysis of seven variables related to the
infidelity construct. A sample of 790 married persons (53.4 % women and 47.6 %
men) was collected in Monterrey, Mexico, using random route sampling. The
Relationship Assessment Scale, Sexual Satisfaction Index, Attitude toward
Marital Exclusivity Scale, Unfaithful Behavior Scales, Sexual Sensation Seeking
Scale, and Marital Aggrandizement Scale were applied. A model with 2 correlated
exogenous variables (sexual sensation seeking and marital aggrandizement) and 5
endogenous variables (attitude towards infidelity, marital satisfaction, sexual
satisfaction, desire for sexual infidelity, and sexual infidelity behavior) was
specified. Six out of 100 participants were dissatisfied with their marriage
and 13 with sexual relations with their partner; 20 saw more defects than
virtues in their partners. In addition, 83 informed not engaging in sexual
infidelity behaviors, 60 indicated total rejection towards own sexual
infidelity; 72 showed no desire for sexual infidelity; and 51 reported not
seeking sexual sensations. The model showed a large effect on the sexual
infidelity behavior, explaining 70.8 % of its variance, and had a close fit: X2(7)
= 11.93, P-value = 0.10, RMSEA = 0.03, and SRMR = 0.01. It is concluded that
the most critical variable in the model is the desire for sexual infidelity,
whose most important determinant was the sexual sensation
seeking. The negative correlation between this last variable and marital
aggrandizement indicates that these 2 variables can be modulated one to the
other. Furthermore, the model highlights aspects of marital and sexual
dissatisfaction.
KEYWORDS: married
couples, sexual infidelity behavior, desire for sexual infidelity, sexual
sensation seeking, path analysis.
INTRODUCCIÓN
La
infidelidad sexual marital puede definirse como el incumplimiento del contrato
formal de exclusividad sexual firmado entre los cónyuges. Se suele ocultar a la
pareja por las reacciones que pueda generar en la misma, la posibilidad de
ruptura marital y el descrédito social (Zapien, 2017). A pesar de sus posibles
consecuencias, como la separación o el divorcio, la infidelidad marital es
relativamente frecuente (Buss, 2016). En una muestra de 807 mexicanos casados o
cohabitantes de los 2 sexos, Moral (2019) reportó un porcentaje de infidelidad
sexual del 30.6 % en hombres y 12.8 % en mujeres. El tamaño del efecto del sexo
sobre la conducta de infidelidad sexual fue mediano. Ser hombre triplicaba la
probabilidad de infidelidad sexual en comparación con ser mujer, lo que se
podría atribuir a aspectos socio-biológicos relacionados con una mayor libertad
sexual, el concepto cultural de masculinidad y un mayor impulso sexual en los
hombres (Lammers y Maner, 2016).
Uno de los
temas de interés en la investigación de las parejas casadas es la predicción de
la infidelidad sexual (Fisher, 2016; Rosenberg, 2018). En la revisión de
estudios planteados desde una perspectiva psicosocial, 5 variables destacan
como predictoras de conducta de infidelidad sexual, cuyo efecto se podría
contemplar mediado por el deseo de infidelidad sexual. Por una parte, la propia
búsqueda de sensaciones sexuales (Kogan y col., 2015) y la actitud positiva
hacia la propia infidelidad sexual (Labrecque y Whisman, 2017) pueden
incrementar dicho deseo y a través de él aumentar la probabilidad de conducta
de infidelidad sexual. Por otra parte, la satisfacción sexual (Scheeren y col.,
2018), la satisfacción marital (Rivera-Aragón y col., 2011; Torres y col.,
2016), así como la idealización de la pareja y el matrimonio (Starratt y col., 2017)
pueden aminorar el deseo y a través de él disminuir la probabilidad de la
conducta.
Siguiendo a
Romero y col. (2007), se puede distinguir entre conducta manifiesta de
infidelidad sexual y conducta encubierta (deseo de infidelidad sexual) y
plantearse que el deseo es un motivo antecedente a la ejecución de la conducta
(Torres y col., 2016). Al ser una conducta ilícita con posibles consecuencias
muy negativas, el cumplimiento de este deseo puede ser facilitado por un rasgo
de personalidad que implica desinhibición ante estímulos u oportunidades
sexuales, como es la búsqueda de sensaciones sexuales (McIntyre y col., 2015).
El objetivo
de esta investigación fue desarrollar un modelo predictivo de la conducta
sexual infiel en personas casadas, mediante el análisis de siete variables que
participan en el fenómeno de la infidelidad.
MATERIALES Y MÉTODOS
Este estudio
empírico tuvo un diseño ex post facto de corte transversal.
Modelo predictivo
En el modelo
se incluyeron 2 variables de personalidad. Por una parte, está la búsqueda de
sensaciones sexuales o tendencia a obtener niveles óptimos de excitación sexual
e implicarse en experiencias sexuales novedosas (Kalichman y col., 1994). Altos
niveles de búsqueda de sensaciones están relacionados con fuerte impulso sexual
y problemas de control sexual (McIntyre y col., 2015). Por otra parte, está el
engrandecimiento marital o tendencia a exagerar las cualidades positivas de la
pareja y minusvalorar o ignorar sus cualidades negativas (O’Rourke y Cappeliez,
2002). El enamoramiento implica un alto nivel de engrandecimiento marital o
idealización de la pareja (LópezParra y col., 2018). Se incluyó 1 variable de
actitud (hacia la propia infidelidad). Se agregaron 2 variables cognitivas de
valoración de la relación: satisfacción marital y satisfacción sexual con la
pareja. Finalmente, aparecen 2 variables de infidelidad sexual, una sobre un
aspecto motivacional (deseo de infidelidad sexual) y otra sobre un aspecto
conductual (haber incurrido en infidelidad sexual).
Se escogieron
sólo variables psicosociales con probado efecto directo o indirecto sobre la
infidelidad sexual (conducta final) y con un número mínimo para obtener un
modelo parsimonioso. Se optó por 2 variables de tendencia o estilo (una sexual
y otra de valoración de la relación), 1 de actitud hacia la conducta final, 2
valoraciones subjetivas de la relación (una general y otra específica a la
sexualidad) y 1 de deseo hacia la conducta final, partiendo de la revisión de
la literatura, en búsqueda de la mayor especificidad y dando primacía al plano
subjetivo-motivante. De este modo se logra una propuesta novedosa y
parsimoniosa con la que se pretende alcanzar gran poder explicativo y potencial
heurístico o explicativo.
El modelo
predictivo propuesto se articula en torno a 1 vía no direccional y 14 vías
direccionales, cuya justificación se argumenta a continuación:
1. Las variables de personalidad o estructurales son
variables no predichas en el modelo (exógenas) y se considera que debe existir
una correlación inversa entre las mismas, ya que una alta búsqueda de
sensaciones sexuales puede generar un aburrimiento de la pareja Matthews y
col., 2018). A su vez, la tendencia a menospreciar a la pareja puede promover
la búsqueda de novedades sexuales (ZeiglerHill y col., 2019). Las restantes 5
variables de estado son variables endógenas o predichas en el modelo. Por
tanto, se hace una distinción entre estructural (exógeno) y estado o
contingente (endógeno), siguiendo la reglas de especificación de modelos
(Byrne, 2016).
2. La actitud positiva hacia la propia infidelidad es
predicha por una mayor búsqueda de sensaciones sexuales (Matthews y col., 2018)
y menor engrandecimiento marital (ZeiglerHill y col., 2019). Las tendencias de
comportamiento de ambos rasgos pueden promover una actitud positiva hacia la
propia infidelidad, desde un mecanismo de congruencia cognitiva o
autojustificación (Jackman, 2015).
3. Una mayor satisfacción marital es predicha por mayor
engrandecimiento marital (Gana y col., 2016; Karandashev, 2019) y una actitud
de mayor rechazo hacia la propia infidelidad marital (Silva y col., 2017), ya
que ambas variables facilitan la focalización y valoración positiva de la
relación marital (Gana y col., 2016; McNulty y col., 2018).
4. La satisfacción sexual es predicha por mayor
satisfacción marital, mayor engrandecimiento marital y mayor búsqueda de
sensaciones sexuales con un tamaño del efecto grande (Moral, 2009). Las 2
primeras son variables facilitadoras de una valoración positiva de las
relaciones sexuales con el cónyuge (Fugl-Meyer y col., 2019). La tercera puede
facilitar el interés por el deseo y la búsqueda de la excitación sexual y el
placer con el cónyuge, especialmente en la mujer, al estar su sexualidad
socialmente más circunscrita al matrimonio que la del hombre (Shafiee y
Etemadi, 2018).
5. El deseo de infidelidad sexual es predicho por menor
satisfacción marital (RiveraAragón y col., 2011; Torres y col., 2016), mayor
búsqueda de sensaciones sexuales (Kogan y col., 2015), menor engrandecimiento
marital (O’Rourke y Cappeliez, 2002; Starratt y col., 2017), mayor aceptación
de la propia infidelidad marital (Labrecque y Whisman, 2017) y más
insatisfacción sexual con la pareja (Scheeren y col., 2018), ya que son
factores motivantes (insatisfacción), facilitadores (actitud) o desinhibidores
(búsqueda de sensaciones) de deseo de sexo extradiádico.
6. La conducta de infidelidad sexual es predicha por
deseo de infidelidad sexual (Torres y col., 2016) y búsqueda de sensaciones
sexuales (Chen y col., 2018). La primera variable actúa como motivante (Buss,
2016) y la segunda como desinhibidor de una conducta socialmente reprobada e
incluso ilícita (McIntyre y col., 2015).
Participantes
Los criterios
de inclusión fueron: tener entre 18 y 60 años, estar casado con una pareja del
sexo opuesto, residir en Monterrey, Nuevo León, saber leer y escribir y
proporcionar el consentimiento informado. Los criterios de eliminación fueron:
cuestionario incompleto y responder afirmativamente a la pregunta sobre si la
pareja estuvo preguntando o mirando las respuestas del cuestionario. Esta
pregunta era hecha al recoger el mismo.
Para
determinar el tamaño muestral se siguieron las sugerencias para modelamiento de
ecuaciones estructurales de Byrne (2016) y Kline (2016). Se pretendía tener
aproximadamente 800 casos (400 de cada sexo) y al menos 30 casos por parámetro
a estimar. Se colectó una muestra de 820 participantes por el procedimiento de
rutas al azar. Se eliminaron 17 casos porque la persona encuestada indicó que
la pareja estuvo preguntando. Adicionalmente, se eliminaron 13 casos por datos
incompletos.
La muestra
final analizada fue de 790 participantes. Se cumplió el mínimo de 30
participantes por parámetro a estimar. Además, se rebasaron los 400 casos en
mujeres (n = 422). Aunque el número de hombres quedó por debajo de 400 (n =
368), logra el porcentaje de los 2 sexos fue estadísticamente equivalente
(prueba binomial: P = 0.059 exacta bilateral). Por tanto, se satisficieron los
criterios fijados para el tamaño muestral. En la Tabla 1 se describen las
variables sociodemográficas.
Instrumentos de
medida
Se aplicó un
cuestionario de autorreporte impreso. De acuerdo con las normas éticas de
investigación de la Asociación Americana de Psicología (APA, por sus siglas en
inglés: American Psychological Association) (APA, 2017), el cuestionario
iniciaba con un formulario de consentimiento informado en el que se garantizaba
el anonimato de las respuestas. A tal fin, no se solicitaron datos de
identificación personal. Además, el formulario identificaba al responsable del
estudio y proporcionaba su dirección de correo electrónico, para poderlo
contactar para cualquier cuestión suscitada por el estudio. A continuación,
contenía las preguntas cerradas sobre información sociodemográfica. Finalmente,
aparecían 5 instrumentos cuyos ítems tenían una escala de respuesta tipo
Likert. Su orden de presentación fue fijo:
Escala de
Valoración de la Relación (EVR) (Hendrick y col., 1998). Está integrada por 7
ítems, con 5 categorías ordenadas de respuesta que se puntúan en un rango de 1
a 5. Una mayor puntuación en la escala refleja mayor satisfacción con la
relación (Hendrick y col., 1998). Se empleó la adaptación de la EVR hecha por
Moral (2015) en población de parejas mexicanas. En la presente muestra, la consistencia
interna fue excelente (α de Cronbach = 0.90 y α ordinal = 0.93).
Índice de
Satisfacción Sexual (ISS) (Hudson, 1992). Está integrado por 25 ítems con 7
categorías ordenadas de respuestas que se puntúan en un rango de 1 a 7. La
redacción de 12 de sus 25 ítems es en sentido de la satisfacción sexual y la de
los otros 13 en sentido de la insatisfacción sexual. Conforme a la adaptación
de Moral (2018a), hecha en población de parejas mexicanas, se eliminaron 15
ítems (4 de satisfacción y 11 de insatisfacción), resultando el ISS-10. Una
mayor puntuación refleja más satisfacción sexual. En la presente muestra la
consistencia interna de los 10 ítems fue excelente (α de Cronbach = 0.94 y α
ordinal = 0.96).
Escala de
Actitud hacia la Exclusividad Marital (EAEM) (Weis y Fenton, 1987). Consta de 7
ítems directos, con 5 categorías ordenadas de respuesta que se puntúan en un
rango de 1 a 5. Mayor puntuación refleja una actitud más positiva hacia la
propia infidelidad. La EAEM no está validada en México. La versión aplicada de
la EAEM se obtuvo por traducción reversa. En la presente muestra su
consistencia interna fue excelente (α de Cronbach = 0.94 y α ordinal = 0.97). Debido
a que la EAEM no está validada en la población objeto de estudio, se
proporciona información acerca la validez de su modelo de un factor en la
muestra. El número de factores fue 1 por el análisis paralelo y la media mínima
de las correlaciones parciales al cuadrado. El ajuste del modelo de un factor,
con siete indicadores y errores de medida independientes por mínimos cuadrados
libre de escala, fue bueno, usando como datos de entrada la matriz de
correlación policórica: X2 /gl = 36.52/14 = 2.61, GFI = 1, AGFI =
0.99, NFI = 1, RFI = 0.99 y SRMR = 0.04. Además, el factor mostró validez
convergente AVE = 0.81 y ω de McDonald = 0.97. Escalas de Conducta Infiel (ECI)
(Romero y col., 2007). Fueron creadas en México. Cuentan con 48 ítems directos
con 5 categorías ordenadas de respuesta que se puntúan en un rango de 0 a 4. En
el presente estudio no se usó su forma completa de 48 ítems, solo se aplicaron
2 subescalas: la de Conducta de Infidelidad Sexual (CIS), de 21 ítems, y la de
Deseo de Infidelidad Sexual (DIS), de 8 ítems. Debido a que estas dos
subescalas fueron extraídas de un inventario más amplio, se validó un modelo de
un factor para cada una de ellas en la presente muestra. Los 21 ítems de CIS
presentaron una consistencia interna excelente (α de Cronbach = 0.98 y α
ordinal = 0.99). El número de factores de estos 21 ítems convergió en 1 por el
análisis paralelo y la media mínima de las correlaciones parciales al cuadrado.
El ajuste del modelo de un factor con 21 indicadores y errores de medida
independientes fue bueno (X2 /gl = 75.99/189 = 0.40, GFI = 1, AGFI =
1, NFI = 1, RFI = 1 y SRMR = 0.02); y el factor mostró validez convergente (AVE
= 0.87 y ω = 0.99) por mínimos cuadrados libres de escala, usando como datos de
entrada la matriz de correlación policórica. También los 8 ítems de DIS
presentaron una consistencia interna excelente (α de Cronbach = 0.98 y α ordinal
= 0.99) y el número de factores de estos 8 ítems convergió en 1. El ajuste del
modelo de un factor con 8 indicadores y errores de medida independientes fue
bueno (X2 /gl = 2.93/20 = 0.15, GFI = 1, AGFI = 1, NFI = 1, RFI = 1
y SRMR = 0.01), y el factor tuvo validez convergente (AVE = 0.92 y ω = 0.99)
usando los mismos métodos.
Escala de
Búsqueda de Sensaciones Sexuales (EBSS) (Kalichman y col., 1994). Se compone de
9 ítems directos con 4 categorías ordenadas de respuesta que se puntúan en un
rango de 1 a 4. Mayor puntuación refleja mayor tendencia a la búsqueda de
excitación, experiencias y novedades sexuales. Se usó la validación en
población de parejas mexicanas hecha por Moral (2018b). En la presente muestra
su consistencia interna fue buena por el coeficiente alfa de Cronbach (α de
Cronbach = 0.89) y excelente por el coeficiente alfa ordinal (α ordinal =
0.93).
Escala de
Engrandecimiento Marital (EEM) (O’ Rourke y Cappeliez, 2002). Consta de 18
ítems con 7 categorías ordenadas de respuesta que se puntúan en un rango de 1 a
7. Evalúa la distorsión en el sentido de exagerar las cualidades positivas y
minimizar las negativas al momento de reportar la satisfacción con la relación
de pareja. Se usó la versión en español de Moral (2017) de 14 ítems,
desarrollada en población de parejas mexicanas. En esta muestra los 14 ítems
presentaron una consistencia interna buena (α de Cronbach = 0.80 y α ordinal =
0.83).
Procedimientos
Se
seleccionaron de manera aleatoria 82 rutas de una lista de 500 calles en las
colonias Mitras Centro, Mitras Norte y Mitras Sur. En cada ruta se escogieron
al azar 100 domicilios, para lograr 10 encuestas contestadas. Los números al
azar de los domicilios se generaron en una computadora. Se eligieron estas
colonias para abarcar un espectro amplio de estratos socioeconómicos y por
proximidad espacial. Se pretendía alternar en cada ruta 5 domicilios, en los
que contestasen un hombre y una mujer. Los entrevistadores recibieron
entrenamiento, por parte del responsable del proyecto de investigación, para
colectar los casos y fueron compensados con puntos extras en su calificación en
investigación. Hubo una primera fase de colecta de datos, de enero a mayo de
2014 (88 % de los participantes), y una segunda, de septiembre a noviembre de
2018 (12 % de los participantes).
Análisis de datos
Los análisis
estadísticos se hicieron con el Paquete estadístico para ciencias sociales
(SPSS, por sus siglas en inglés: Statistical Package for the Social Sciences)
(IBM SPSS, 2017) versión 24; el paquete para Análisis de estructuras de
momentos (AMOS, por sus siglas en inglés: Analysis of Moment Structures)
(Arbuckle, 2007) versión 16 y Microsoft Excel versión 2013. Los contrastes
fueron a 2 colas, con un nivel de significación de 0.05. El ajuste de las
distribuciones de las puntuaciones en las escalas a la normalidad se contrastó
por la prueba de Kolmogorov y Smirnov, con la corrección de Lilliefors.
Se contrastó
el modelo predictivo por análisis de sendero. Los parámetros se estimaron
puntualmente por el método de mínimos cuadrados ponderados (MCP) y por
intervalo, con un nivel de confianza al 95 %, por el método de percentiles
corregidos de sesgo (PCS) con la simulación de 2 000 muestras aleatorias. Con
pesos estructurales estandarizados (β) o coeficientes de correlación (r) en
valores absolutos menores que 0.10, se interpretó que los tamaños del efecto o
las fuerzas de asociación son triviales; con valores de |β| |r| o entre 0.10 y
0.29 son pequeños; con valores de |β| o |r| entre 0.30 y 0.49, medios; con valores entre
0.50 y 0.69 son grandes y con valores ≥ 0.70, muy grandes (Kline, 2016). La
proporción de varianza explicada de cada variable endógena por el modelo
(correlación múltiple) se calculó a través de la fórmula: R2 = 1 –
(S2 (error estructural o de predicción)/ S2 (variable
endógena)). Se interpretó que valores de R2 entre 0.02 y 0.129
muestran un tamaño del efecto de los predictores sobre la variable predicha
pequeño, entre 0.13 y 0.259 medio, y ≥ 0.26 grande (Open Science Collaboration,
2015). Ambos tipos de errores son conceptos estadísticos y corresponden a
efectos no atribuibles o desconocidos: en el modelo de medida de los
constructos o variables latentes (error de medida) y en el modelo estructural o
de predicción (error estructural). Los errores estructurales corresponden a
efectos desconocidos no atribuibles al modelo predictivo y difieren de los
errores de medida en que estos últimos afectan directamente a las variables.
Siguiendo a
Byrne (2016) y Kline (2016), se consideró que el ajuste del modelo a los datos
es bueno, al mantenerse la hipótesis nula de bondad de ajuste por la prueba
chicuadrado, con una probabilidad > 0.05 en un contraste a 2 colas (P para X2
); un valor chicuadrado relativo (χ2
/gl) < 2; una probabilidad > 0.05 por el procedimiento de muestreo
repetitivo de Bollen y Stine (1993) (P de BS) con la simulación de 2 000
muestras; valores > 0.95 en el índice de bondad de ajuste (GFI, por sus
siglas en inglés: Goodness of Fit Index), índice normado de ajuste (NFI, por
sus siglas en inglés: Normed Fit Index), índice incremental de ajuste (IFI, por
sus siglas en inglés: Incremental Fit Index) e índice comparativo de ajuste
(CFI, por sus siglas en inglés: Comparative Fit Index); un valor < 0.90 en
el índice de bondad de ajuste corregido (AGFI, por sus siglas en inglés:
Adjusted Goodness of Fit Index), así como valores < 0.05 en el error de
aproximación cuadrático medio (RMSEA, por sus siglas en inglés: Root Mean
Square Error of Approximation) y el residuo estandarizado cuadrático medio
(SRMR, por sus siglas en inglés: Standarized Root Mean Square Residual). Se
valoró el ajuste como aceptable con P para χ2
> 0.01; χ2 /gl < 3; P de BS > 0.01; GFI, NFI, IFI y CFI > 0.90; AGFI >
0.85; RMSEA < 0.08 y SRMR < 0.10.
RESULTADOS
Distribución
y niveles en las 7 variables del modelo predictivo
Las
distribuciones no se ajustaron a la normalidad debido a la presencia de
asimetría (|Sk| > 0.171 = 1.960 * EE de Sk) en todas ellas, y
desviación de la mesocurtosis (|K3| > 0.341 = 1.960 * EE de K3)
en 3 de ellas (EVS, DIS y CIS). Las puntuaciones totales en las escalas se
interpretaron en sentido absoluto. Se dividió el rango continuo en el mismo
número de intervalos que el número de categorías ordenadas de respuesta a los
ítems, usando una amplitud constante: a = (valor máximo - valor mínimo) /
número de ítems. De este modo, los contenidos de las categorías ordenadas de
respuesta al ítem permitieron interpretar las puntuaciones y los estadísticos
de tendencia central de cada variable.
Solo el 5.7 %
de los participantes (45 de 790) estaban insatisfechos con su matrimonio (EVR
< 2.6), 12.8 % (101 de 790) estaban insatisfechos con las relaciones
sexuales con su pareja (ISS-10 < 3.57) y 20.4 % (161 de 790) veían más
defectos que virtudes en sus parejas (EEM-14 < 3.57). El 80.9 % (639 de 790)
reportaron no buscar sensaciones sexuales (EBSS < 2.5), 76.2 % (602 de 790)
mostraron una actitud de rechazo hacia la infidelidad sexual (EAEM < 2.6),
72.2 % (570 de 790) revelaron no tener deseo de infidelidad sexual (DIS <
0.8) y el 83 % (656 de 790) afirmaron no incurrir en conductas de infidelidad
sexual (CIS < 0.8) (Tabla 2).
Modelo predictivo
de conducta de infidelidad sexual
Se especificó el modelo recursivo de
acuerdo a las vías asociativas y direccionales enunciadas en la sección de
Materiales y Métodos. El peso de la satisfacción marital sobre el deseo de
infidelidad sexual no fue significativo, tanto por MCP (B= - 0.097, intervalo de confianza [IC] al 95 % (-
0.211, 0.017), Z = - 1.672, P = 0.091) como por PCS ( =
- 0.079, IC al 95 % (- 0.200, 0.012), P = 0.082). Tras eliminar esta vía no
significativa se estimó de nuevo el modelo. Todos los parámetros (pesos
estructurales o efectos directos, varianzas y covarianzas) fueron
significativos por los métodos MCP y PCS (Figura 1). El ajuste fue bueno por
todos los índices (Tabla 3).
La
correlación entre búsqueda de sensaciones sexuales y engrandecimiento marital
fue negativa y con una fuerza de asociación pequeña, r = - 0.189, IC al 95 % (-
0.262, - 0.113). Al elevar al cuadrado esta correlación y multiplicar por 100
se obtiene que la varianza compartida por las dos variables exógenas fue del
3.6 % (Tabla 4).
El modelo
explicó el 30 % de la varianza de actitud positiva hacia la propia infidelidad:
El efecto de
la búsqueda de sensaciones sexuales fue directo, positivo y de tamaño medio: βtotal = βdirecto = 0.444, IC al 95 %
(0.376, 0.500). El efecto del engrandecimiento marital también fue directo,
pero negativo y de tamaño pequeño: βtotal = βdirecto = - 0.247, IC al 95 % (-
0.309, - 0.184) (Figura
1 y Tabla
5).
El
modelo explicó el 44.2 % de la varianza de satisfacción marital:
(Tabla
4). El efecto directo del engrandecimiento marital fue positivo y de tamaño
grande: βdirecto = 0.622, IC al 95 % (0.575, 0.667). Además, su efecto
indirecto, a través de la actitud positiva hacia la propia infidelidad, también
fue significativo y del mismo signo: βindirecto = 0.027, IC al 95 % (0.012,
0.047). Consecuentemente, su efecto total aumentó: βtotal = 0.648, IC al 95 %
(0.607, 0.687). El efecto de la actitud positiva hacia la propia infidelidad
fue directo, negativo y de tamaño pequeño: βtotal = βdirecto = - 0.107, IC al
95 % (- 0.173, - 0.046). A su vez, la búsqueda de sensaciones sexuales tuvo un
efecto indirecto mediado por actitud positiva hacia la propia infidelidad; su
signo fue negativo y su tamaño trivial: βindirecto = - 0.048, IC al 95 % (-
0.079, - 0.020) (Figura 1 y Tabla 5).
El
modelo explicó el 55.9 % de la varianza de la satisfacción sexual:
(Tabla
4). La satisfacción marital tuvo un efecto directo, positivo y de tamaño
grande: βtotal = βdirecto = 0.635, IC 95 % (0.563, 0.696). El efecto directo y
positivo del engrandecimiento marital fue pequeño: βdirecto = 0.172, IC al 95 %
(0.109, 0.239). Además, su efecto indirecto vía actitud-satisfacción marital
fue medio y del mismo signo: βindirecto = 0.412, IC al 95 % (0.361, 0.459).
Consecuentemente, la suma de estos dos efectos resultó en un efecto total
grande: βtotal = 0.584, IC al 95 % (0.531, 0.635). La búsqueda de sensaciones
sexuales tuvo efecto directo, positivo y de tamaño trivial: βdirecto = 0.087,
IC al 95 % (0.029, 0.136). Su efecto indirecto vía actitud-satisfacción marital
también fue significativo y trivial, pero de signo opuesto: βindirecto = -
0.030, IC al 95 % (- 0.051, - 0.012). Consecuentemente, estos 2 tamaños de
efecto trivial y de signo opuesto resultaron en un efecto total no
significativo: βtotal = 0.056, IC al 95 % (- 0.007, 0.110). No obstante, el
peso de esta variable (efecto directo) fue significativo por ambos métodos (B =
0.177, IC 95 % (0.074, 0.280), Z = 3.376, P < 0.001 por MCP; y β = 0.087, IC
95 % (0.029, 0.136), P = 0.002 por PCS). Al eliminar esta vía, empeoró
significativamente el ajuste (χ2 [1] = 11.344, P = 0.001), la bondad
de ajuste ya no se mantuvo por la prueba chi-cuadrado (χ2 [8] =
23.269, P = 0.003) ni por la probabilidad de muestreo repetitivo (P de BS =
0.005), la chi-cuadrada relativa fue mayor que 2 (χ2/gl = 2.909) y
los índices de mejora de ajuste sugerían su inclusión; por lo que se conservó
en el modelo.
Finalmente,
la actitud positiva hacia la propia infidelidad tuvo un efecto indirecto, vía
satisfacción marital-búsqueda de sensaciones sexuales de signo negativo y
tamaño trivial: βtotal = βdirecto = - 0.068, IC al 95 % (- 0.112, - 0.028)
(Figura 1 y Tabla 5).
El
modelo explicó el 51.8 % de la varianza del deseo de infidelidad sexual:
(Tabla
4). La búsqueda de sensaciones sexuales tuvo un efecto directo, positivo y de
tamaño medio: βdirecto = 0.377, IC al 95 % (0.301, 0.443). El efecto directo de
la actitud positiva hacia la propia infidelidad fue de tamaño pequeño y signo
positivo: βdirecto = 0.274, IC al 95 % (0.192, 0.359). Los efectos directos del
engrandecimiento marital y la satisfacción sexual también fueron de tamaño
pequeño, pero de signo negativo: βdirecto = - 0.206, IC al 95 % (- 0.270, -
0.149) y βdirecto = - 0.162, IC al 95 % (- 0.228, - 0.095), respectivamente. A
su vez, los 4 efectos indirectos, mediados por la satisfacción sexual, fueron
significativos. El de la búsqueda de sensaciones sexuales fue positivo y
pequeño: βindirecto = 0.113, IC al 95 % (0.072, 0.160). Los del
engrandecimiento y satisfacción maritales fueron negativos y pequeños:
βindirecto = - 0.162, IC al 95 % (- 0.210, - 0.117) y βindirecto = - 0.103, IC
al 95 % (- 0.147, - 0.061), respectivamente. El de la actitud positiva hacia la
infidelidad fue positivo y trivial: βindirecto = 0.011, IC al 95 % (0.004,
0.022) (Figura 1 y Tabla 5).
El
modelo explicó el 70.8 % de la varianza de la conducta de infidelidad sexual:
(Tabla
4). El efecto del deseo de infidelidad sexual sobre la conducta de infidelidad
sexual fue directo, positivo y de tamaño muy grande: βtotal = βdirecto = 0.784,
IC al 95 % (0.695, 0.837). La búsqueda de sensaciones sexuales tuvo un efecto
directo, positivo y de tamaño trivial: βdirecto = 0.096, IC al 95 % (0.043,
0.172). No obstante, su efecto indirecto fue medio y del mismo signo:
βindirecto = 0.383, IC al 95 % (0.312, 0.437). Como consecuencia, la suma de
ambos efectos dio un efecto total medio: 0.480, IC al 95 % (0.418, 0.542). A su
vez, los 4 efectos indirectos restantes, mediados por el deseo de infidelidad
sexual, fueron significativos. El de actitud positiva hacia la propia
infidelidad tuvo signo positivo: βindirecto = 0.223, IC al 95 % (0.154, 0.291).
Los del engrandecimiento marital y satisfacción sexual tuvieron signos
negativos: βindirecto = - 0.289, IC al 95 % (- 0.334, - 0.239) y βindirecto = -
0.127, IC al 95 % (- 0.182, - 0.074), respectivamente. Los tres fueron de
tamaño pequeño. El de satisfacción marital fue negativo y trivial: βindirecto =
- 0.080, IC al 95 % (- 0.117, - 0.047) (Figura 1 y Tabla 5).
DISCUSIÓN
Diversas investigaciones hechas en población general o
no clínica revelan asimetría negativa (casos atípicos en los valores bajos) y
niveles altos de satisfacción marital, satisfacción sexual y engrandecimiento
marital (O’Rourke y Cappeliez, 2002; Moral, 2009; Yucel y Koydemir, 2015;
Fallis y col., 2016); asimismo, asimetría positiva (casos atípicos en los
valores altos) y niveles bajos en búsqueda de sensaciones sexuales (Weinstein y
col., 2015), actitud positiva hacia la propia infidelidad (Labrecque y Whisman,
2017), así como en deseo de infidelidad sexual y conducta de infidelidad sexual.
Estos sesgos se atribuyen a que son personas casadas comprometidas con su
familia y, en la mayoría de los casos, sin problemas de desamor o conflictos
insuperables (Rivera-Aragón y col., 2011; Torres y col., 2016). No obstante,
las puntuaciones en búsqueda de sensaciones sexuales pueden aproximarse más a
una distribución normal al tratarse de un rasgo de personalidad temperamental
(Norbury y col., 2015).
De acuerdo con lo previamente señalado, las
puntuaciones en satisfacción marital (EVR) de Hendrick y col. (1998),
satisfacción sexual (ISS-10) de Moral (2018a) y engrandecimiento marital
(EEM-14) de Moral (2017) se concentraron en los valores altos, y los casos
atípicos surgieron en la cola izquierda, evidenciando que el estilo valorativo
de idealización de la pareja y las valoraciones positivas de la relación
dominan, conforme a la expectativa (O’Rourke y Cappeliez, 2002; Moral, 2009;
Yucel y Koydemir, 2015; Fallis y col., 2016). Este tipo de asimetría se puede
atribuir a la naturaleza de la población de la cual se extrajo la muestra. En
población general, la mayoría tiene un matrimonio funcional y estable, en
contraste con las personas que acuden a terapia de pareja o familiar (Stanford,
2016; Rosenberg, 2018). También se cumplió la expectativa de concentración de
las puntuaciones en los valores bajos y cola larga hacia la derecha en las
subescalas de conducta de infidelidad sexual (CIS) y deseo de infidelidad
sexual (DIS) extraídas del ECI de Romero y col. (2007), actitud hacia la propia
infidelidad sexual (EAEM) de Weis y Fenton (1987) y búsqueda de sensaciones
sexuales (EBSS) de Kalichman y col. (1994). Esta asimetría se mostró de forma
muy acusada en deseo de infidelidad sexual y conducta de infidelidad sexual, ya
que la mayoría de las personas reportan fidelidad a su pareja (RiveraAragón y
col., 2011; Torres y col., 2016). Fue menos acusada en búsqueda de sensaciones
sexuales y actitud positiva hacia la propia infidelidad, como en otros estudios
(Norbury y col., 2015; Weinstein y col., 2015; Labrecque y Whisman, 2017).
Precisamente, las puntuaciones en engrandecimiento marital fueron las que más
se aproximaron a la normalidad; no obstante, las puntuaciones en ninguna de las
escalas siguieron una distribución normal. Al ser una distribución
característica de rasgos con flexibilidad adaptativa (Fleeson y Jayawickreme,
2015), el dato puede estar indicando que el engrandecimiento marital juega un
papel relevante en la adaptación de las parejas a diversos ambientes y
conflictos (Gana y col., 2016).
Retomando el objetivo de contrastar un modelo para
predecir conducta de infidelidad sexual con predictores de personalidad,
actitud, valoración subjetiva y deseo, se esperaba una correlación inversa
entre las 2 variables de personalidad, y esta expectativa se confirmó. Una
mayor tendencia hacia búsqueda de sensaciones sexuales se asocia a menor
tendencia a idealizar a la pareja. Esta asociación puede deberse a que el
matrimonio es vivido como una coartación de la exploración sexual y por lo
tanto no se idealiza; o que la alta idealización del matrimonio inhiba la
tendencia a la exploración sexual y fomente la monogamia o exclusividad sexual
e incluso la rutina sexual (Matthews y col., 2018; ZeiglerHill y col., 2019).
Una de las vías direccionales del modelo proponía que
la actitud positiva hacia la propia infidelidad fuera predicha por mayor
búsqueda de sensaciones sexuales (Matthews y col., 2018) y menor
engrandecimiento marital (Zeigler-Hill y col., 2019). Se confirmó esta
expectativa con un tamaño del efecto grande al explicarse tres décimos de la
varianza de esta actitud. Ambas tendencias promueven una actitud positiva hacia
la propia infidelidad, con mayor peso de la primera (βdirecto = βtotal = 0.444)
que de la segunda (βdirecto = βtotal = - 0.247). Esto podría ser explicado por
un mecanismo de congruencia cognitiva o autojustificación (Jackman, 2015) o una
auto-condescendencia, sin implicar que se acepte la infidelidad de la pareja
(Shimberg y col., 2016).
Otra de las vías direccionales del modelo estructural
era la predicción de una mayor satisfacción marital por mayor engrandecimiento
marital (Gana y col., 2016; McNulty y col., 2018; Karandashev, 2019) y una
actitud de mayor rechazo hacia la infidelidad marital (Silva y col., 2017).
También se confirmó con un tamaño del efecto grande al explicarse más de dos
quintos de la varianza de la satisfacción marital. Esta relación es fácilmente
comprensible, ya que ambas variables facilitan la focalización en los aspectos
positivos de la convivencia marital, incluso su amplificación y vivificación.
La vía direccional de que la satisfacción sexual sea
predicha por mayor satisfacción marital, mayor engrandecimiento marital y mayor
búsqueda de sensaciones sexuales (Moral, 2009) se sostuvo, siendo el tamaño del
efecto del modelo grande, con más de la mitad de su varianza explicada. La
satisfacción marital con tamaño del efecto grande (βdirecto = βtotal = 0.635) y
el engrandecimiento marital con tamaño del efecto total también grande (βtotal
= 0.584, siendo 0.172 el efecto directo y 0.412 el indirecto) facilitan una
valoración positiva de las relaciones sexuales maritales, como señalan
Fugl-Meyer y col. (2019). Por otra parte, la búsqueda de sensaciones sexuales
parece contribuir a enriquecer el disfrute sexual con la pareja, desde el juego
sexual, la inversión de tiempo y el ensayo de novedades (Shafiee y Etemadi,
2018), aunque su efecto directo fue trivial (βdirecto = 0.087). Además, cabe
señalar que su efecto indirecto fue de signo opuesto (βindirecto = - 0.030),
con lo que el efecto total finalmente no fue significativo (βtotal = 0.056). No
obstante, esta vía se requiere para un buen ajuste. Su eliminación empeora
significativamente el ajuste y los índices de mejora de ajuste sugieren su
inclusión, debido a la primacía del efecto de disfrute del sexo (directo) sobre
el efecto atenuador de la satisfacción marital, desde una actitud poco
favorable a la exclusividad marital (indirecto). Por tanto, puede que no sea un
parámetro significativo en futuras investigaciones, especialmente si el tamaño
de la muestra es pequeño.
El modelo propuso la predicción del deseo de
infidelidad sexual a través de la satisfacción marital (Rivera-Aragón y col.,
2011; Torres y col., 2016), la búsqueda de sensaciones sexuales (Kogan y col.,
2015), el engrandecimiento marital (O’Rourke y Cappeliez, 2002; Starratt y
col., 2017), la actitud positiva hacia la propia infidelidad (Labrecque y
Whisman, 2017) y la insatisfacción sexual con el cónyuge (Scheeren y col.,
2018). Los datos apoyan parcialmente esta propuesta. El efecto desinhibidor de
la búsqueda de sensaciones y el facilitador de una actitud positiva hacia la
propia infidelidad aumentan el deseo de sexo extradiádico, el primero con un
tamaño del efecto medio (βtotal = 0.489, siendo 0.377 el efecto directo y 0.113
el indirecto), y el segundo pequeño (βtotal = 0.285, siendo 0.274 el efecto
directo y 0.011 el indirecto). Respecto al factor motivante de la
insatisfacción, la satisfacción sexual tiene un efecto directo pequeño
(βdirecto = βtotal = - 0.162), pero la satisfacción marital tiene un efecto
directo nulo (βdirecto = - 0.079, IC al 95 % [- 0.200, 0.012]) en el modelo
hipotético. La satisfacción sexual, al ser más específica y mediar el efecto
indirecto de la satisfacción marital, generó que el efecto directo de la
satisfacción marital no fuese significativo. Por tanto, el deseo de infidelidad
sexual aumenta en la medida que la insatisfacción marital incrementa la
insatisfacción sexual, con un efecto indirecto pequeño (βindirecto = βtotal = -
0.103). El efecto del modelo sobre el deseo de infidelidad sexual fue grande,
con más de la mitad de su varianza explicada.
Como vía direccional final del modelo se propuso que
la conducta de infidelidad sexual podría ser predicha por el efecto directo del
deseo de infidelidad sexual (Buss, 2016; Torres y col., 2016) y la búsqueda de
sensaciones sexuales (Chen y col., 2018), y que este deseo mediaría el efecto
de las demás variables. La propuesta fue apoyada por los datos, teniendo el
modelo un tamaño del efecto grande sobre la conducta de infidelidad sexual, con
siete décimos de su varianza explicada. El deseo actúa como un factor
motivante, con un tamaño del efecto muy grande (βdirecto = βtotal = 0.784). El
efecto total de la búsqueda de sensaciones sexuales fue medio (βtotal = 0.480)
con mayor peso del efecto indirecto (βindirecto = 0.383) que del directo
(βdirecto = 0.096). Se ha propuesto que su efecto directo es provocado por una
desinhibición de la conducta de infidelidad sexual (Chen y col., 2018). Su
efecto indirecto en el modelo tiene dos vías. Una es el incremento del deseo de
novedad sexual per se. La otra vía es más compleja, ya que parte de una
actitud favorable hacia la propia infidelidad sexual, la cual disminuye la
satisfacción marital y la satisfacción sexual con la pareja; la disminución de
ambos tipos de satisfacción lleva a desear novedad sexual y, finalmente, a
incurrir en infidelidad sexual.
En el presente modelo predictivo de conducta de
infidelidad sexual la variable más crítica es el deseo de infidelidad sexual,
cuyo determinante más importante es la búsqueda de sensaciones sexuales. Esta
variable de rasgo se especificó como exógena, por lo que no es explicada por el
modelo. No obstante, puede ser modulada y modificada, al ser un rasgo de
personalidad (Dimaggio y Lysaker, 2018). Precisamente, la idealización o
menosprecio a la pareja la modula en el modelo. A su vez, el modelo remarca
aspectos de insatisfacción marital y sexual, los cuales pueden ser abordados en
asesorías a parejas.
Se puede tomar como limitación del estudio el hecho de
que las inferencias se circunscriben a la población de personas casadas
residentes en Monterrey en el momento del muestreo. En relación con otras
poblaciones o la misma población en otros puntos temporales, los presentes
resultados constituyen datos de comparación. Otra limitación es el diseño del
estudio. Esta investigación fue ex post facto transversal, sin la
manipulación ni control de variables, por lo que no se pueden hacer inferencias
causales. Consecuentemente, los datos sólo pueden ser interpretados en términos
correlacionales y predictivos. El análisis de datos se hizo en la muestra
conjunta, cuando pueden existir diferencias entre mujeres y hombres. Para
futuras investigaciones se sugiere contrastar la invarianza del modelo entre
los 2 sexos, pudiendo tener la búsqueda de sensaciones sexuales el papel más
diferencial, ya que la cultura mexicana circunscribe la sexualidad femenina
esencialmente al matrimonio y concede mucha mayor libertad a la sexualidad
masculina (Hietanen y Pick, 2015).
CONCLUSIONES
El modelo psicosocial propuesto para predecir la
conducta de infidelidad sexual mostró tener validez. El tamaño del efecto fue
grande y el ajuste de los datos fue bueno. Es importante considerar que se
aplicó a una muestra de personas casadas, residentes en la ciudad de Monterrey
y entrevistadas en su domicilio. La mayoría de los entrevistados manifestaron
estar satisfechos con sus matrimonios, con las relaciones sexuales con su cónyuge
y tendieron a engrandecer o idealizar a la pareja. El 83 % afirmó no incurrir
en conductas de infidelidad sexual, 60 % mostró un total rechazo hacia la
infidelidad sexual, 72 % no reportó deseo de infidelidad sexual y 51 % no
deseaba la búsqueda de sensaciones sexuales. Por otra parte, el 6 % estaba
insatisfecho con su matrimonio, 13 % con las relaciones sexuales con su pareja
y 20 % veía más defectos que virtudes en sus parejas. Es conveniente aplicar el
modelo en diferentes poblaciones para determinar su validez predictiva en
distintos contextos.
AGRADECIMIENTOS
Se agradece al equipo que realizó el trabajo de campo
y colecta de datos, así como a los participantes que colaboraron en esta
investigación. El estudio fue financiado por el Programa de Apoyo a la
Investigación Científica y Tecnológica de la Universidad Autónoma de Nuevo
León. Clave de proyecto: CS454-14.
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