Estructura factorial y consistencia interna del
cuestionario de fantasías y situaciones sexuales en estudiantes de psicología
de Monterrey, Nuevo León, México
Factor structure and internal consistency of
questionnaire of sexual fantasies and situations among psychology students from
Monterrey, Nuevo Leon, Mexico
José Moral-de-la-Rubia
Correspondencia:
jose_moral@hotmail.com/ Fecha de recepción: 5 de mayo de 2015/ Fecha de
aceptación: 7 de julio de 2015
Universidad
Autónoma de Nuevo León. Facultad de Psicología, Dr. Carlos Canseco núm. 110,
col. Mitras centro, Monterrey, Nuevo León, México, C.P. 64460.
RESUMEN
Aunque
existe un cuestionario de fantasías sexuales integrado por 18 contenidos y
10 situaciones con validez de contenido y especificidad para estudiantes de
psicología, se desconocen sus propiedades psicométricas. El objetivo
de esta investigación fue determinar su consistencia interna, estructura
factorial e invarianza entre sexos. Se empleó una estrategia de muestreo
por cuotas no proporcionales de sexo de 400 estudiantes de psicología de
la Universidad Autónoma de Nuevo León, campus Monterrey, en México.
Los ítems de contenidos tuvieron consistencia interna buena y su modelo de
dos factores mostró buen ajuste en la muestra conjunta, pero
propiedades de invarianza pobres entre sexos. El primer factor fue sobre fantasías
heterosexuales y el segundo sobre fantasías homosexuales y pasividad. En
mujeres el modelo fue unidimensional. Los ítems de situaciones
tuvieron consistencia interna excelente y su modelo unidimensional mostró
buen ajuste y propiedades de invarianza entre sexos aceptables. Se concluye que
el cuestionario posee consistencia interna y validez estructural, aunque el
modelo bifactorial de contenidos no tenga invarianza entre sexos.
PALABRAS CLAVE: fantasía sexual, género,
homosexualidad, psicometría, México.
ABSTRACT
Altough
there exists a questionnaire of sexual fantasies composed of 18 contents and 10
situations with content validity and specificity for psychology students, its
psychometric properties are unknown. The objective of this research was to
determine its internal consistency, factor structure and factor invariance
across sex. A non-proportional quota sampling strategy was used to collect a
sample of 400 psychology students at the Universidad Autonoma de Nuevo Leon,
Monterrey campus, in Mexico. The items of contents had a good internal
consistency, and its two-factor model showed a good fit in the total sample,
but poor sex-invariance properties. The first factor was on heterosexual fantasies,
and the second one on homosexual fantasies and passivity. The model was one-dimensional
in women. The items of situations had excellent internal consistency, and its
one-factor model showed a good fit and acceptable sex-invariance properties. It
is concluded that the questionnaire has internal consistency and construct
validity, but the 2-factor model of contents is non-invariant across sex.
KEYWORDS: sexual fantasy; gender;
homosexuality; psychometrics; Mexico.
INTRODUCCIÓN
Se
puede definir fantasía sexual como imágenes mentales eróticas que una persona
tiene mientras se encuentra en estado de vigilia y que conllevan excitación
sexual (Birnbaum, 2007). Las fantasías sexuales proveen una ventana a través de
la cual se puede acceder a los deseos, objetivos y preferencias de los
individuos (Birnbaum, 2007), de ahí la importancia que se concede a su estudio,
especialmente en el ámbito clínico y forense (Williams y col., 2009). Se pueden
distinguir cuatro procedimientos para evaluar las fantasías sexuales:
a) El listado de fantasías enumera una serie
de fantasías con distinto contenido. La persona encuestada debe indicar si ha
tenido o no esas fantasías o con qué frecuencia las ha tenido. Este método se
apoya en la memoria episódica de la persona y en la disposición para comunicar
sinceramente sus fantasías (Wilson, 2010).
b) El método narrativo pide a la persona que
cuente o escriba el contenido de sus fantasías más frecuentes y sobre estos
datos se aplica un análisis de contenido. También se apoya en la memoria
episódica y en la disposición a comunicar sinceramente de la persona (Goldey y
col., 2014).
c) El registro seriado requiere un diario de
fantasías durante un periodo de tiempo. Implica no sólo una comunicación
sincera, sino también la disposición para colaborar en un estudio que demanda
bastante tiempo (Dawson y col., 2012).
d) Los métodos experimentales inducen
fantasías en las personas por medio de estímulos, sugestión, hipnosis o
instrucciones. En estos diseños, se registra la actividad cerebral y
fisiológica por medio de aparatos, se hacen registros narrativos del contenido
u otros aspectos cualitativos de las fantasías inducidas y se aplican escalas
para evaluar aspectos subjetivos de intensidad, vivacidad o excitación (Sylva y
col., 2013).
En
la investigación empírica de las fantasías sexuales se tiende a hacer uso de
los listados o escalas por motivos prácticos y psicométricos. La aplicación de
escalas ahorra tiempo y recursos, sus resultados son fáciles de interpretar y
analizar, y se logran propiedades de fiabilidad y validez buenas y superiores a
los otros métodos (Wilson, 2010).
Entre
los listados de fantasías cabe destacar el de Wilson que fue creado en 1978. Se
compone de 40 ítems y cuatro factores correlacionados con consistencia interna
alta: sexo exploratorio (sexo en grupo, parejas múltiples, concurrentes o del
mismo sexo), fantasías de intimidad sexual (besar, sexo oral, hacer el amor con
la pareja), fantasías de sexo impersonal (voyerismo, fetichismo, usar objetos
para estimulación sexual) y fantasías de sometimiento/sumisión (Wilson, 2010).
Ha sido adaptado a población española por Sierra y col. (2006), aunque los
investigadores españoles proponen una versión simplificada para lograr un mejor
ajuste a los datos del modelo de cuatro factores correlacionados.
Se
ha señalado que, hoy en día en México, persisten actitudes conservadoras hacia
la sexualidad y la diversidad sexual en comparación con otros países
norteamericanos, como Estados Unidos de América y Canadá (Ahrold y Meston,
2010; Laganà y Maciel, 2010), o con países europeos, como España (Giménez y
col., 2013). Ya que las actitudes afectan al reporte de los contenidos sexuales
(Wilson, 2010), en estos casos, García y col. (2013), recomiendan desarrollar
un instrumento con mayor especificidad cultural.
Debe
señalarse que gran parte de la investigación en fantasías sexuales se ha
realizado en población de estudiantes universitarios (Petersen y Hyde, 2010).
Una de las justificaciones para el empleo de este tipo de muestras es su mayor
sinceridad y disposición a colaborar en temas de sexualidad y otros tópicos
sensibles desde perspectivas éticas frente a otras poblaciones (De-Craene y
Loopmans, 2014). Aparte está el interés en conocer las actitudes, conflictos y
representaciones en una población que se dedica al tratamiento de problemas
sexuales y de pareja (Maciel y Laganá, 2014).
Moral
(2010a), estudió el contenido de las fantasías sexuales más frecuentes o
dominantes en estudiantes mexicanos de psicología. Tras aplicarse un análisis
de contenido, se obtuvo que el 52 % de los estudiantes tenían fantasías
románticas o de sexo convencional con el novio o con la novia, el 19 % de sexo
no convencional en actividad o lugar (actividades como sexo oral o anal
exclusivas o como elemento excitante central o se mantienen relaciones sexuales
en lugares inusitados, siempre que se señale al lugar inusual como elemento más
excitante y que no existan testigos que se excitan o sorprendan), el 7 % varios
contenidos con ninguno predominante, el 7 % de parejas concurrentes y orgías,
el 5 % con famosos, el 3 % de sometimiento, el 3 % con casados/as, personas de
distinta edad y familiares y el 2 % de exhibicionismo/voyerismo. Estas 8 clases
de fantasías sexuales implicaban excluir actividad sexual entre personas del
mismo sexo. En el 2 % restante aparecieron contenidos homosexuales o
bisexuales. Asimismo, se halló que las situaciones que generan más fantasías
sexuales son las de frustración amorosa y tensión sexual.
Desde
este estudio cualitativo (Moral, 2010a), se ha propuesto un cuestionario
integrado por dos escalas: una de 18 contenidos de fantasías sexuales y otra de
10 situaciones en las que se tienen las fantasías sexuales, pero sus
propiedades psicométricas no han sido establecidas. El objetivo de la presente
investigación fue determinar la consistencia interna y estructura factorial de
cada una de las dos escalas que integran el cuestiona-
rio
y contrastar la invarianza de los modelos factoriales entre ambos sexos.
MATERIALES Y MÉTODOS
Participantes
Se
recolectó una muestra por cuotas no proporcionales de sexo de 400 estudiantes
de la Facultad de Psicología de la Universidad Autónoma de Nuevo León (UANL),
ubicada en la ciudad de Monterrey, en México (200 hombres y 200 mujeres). Se
dividió al azar en dos submuestras de 200 participantes con 100 hombres y 100
mujeres en cada una de ellas. En una submuestra se aplicó el análisis factorial
exploratorio y en la otra submuestra se aplicó el análisis factorial
confirmatorio (análisis unigrupo). Se requirió tener al menos 200 participantes
en cada muestra analizada y más de 10 participantes por ítem, siguiendo las
recomendaciones para este tipo de análisis (Kline, 2010).
Los
criterios de inclusión fueron: ser estudiante de la Facultad de Psicología y
prestar el consentimiento informado. Como criterios de exclusión fueron:
cuestionario incompleto o valoración por parte del encuestador de que se
contestó sin la debida atención. Los dos criterios de exclusión se impusieron
para conseguir datos de calidad.
La
aplicación fue realizada por cuatro asistentes de investigación, dos de sexo
femenino y dos de sexo masculino, quienes eran alumnos de la licenciatura en
Psicología con entrenamiento en técnicas de muestreo y evaluación psicológica.
Los
alumnos encuestados fueron contactados en los jardines de la facultad y
contestaron el cuestionario en las bancas o aulas vacías. Los encuestadores
permanecían cerca de la persona encuestada para resolver dudas. Al recoger el
cuestionario, se aseguraban que todas las preguntas estuvieran respondidas; en
caso de que hubiera alguna en blanco, se pedía amablemente que se completase.
La recolección de los datos se realizó entre enero y agosto de 2014.
La
edad de los 400 participantes varió de 18 años a 24 años con una media de 20.16
años (DE = 1.56). Por la prueba t de Student, la media de edad
fue estadísticamente equivalentes entre ambos sexos en la muestra conjunta (t[398]
= - 0.385, P = 0.700, asumiendo igualdad de varianzas por la prueba de Levene:
F[1, 398] = 0.264, P = 0.608), y entre las dos submuestras separadas de forma
aleatoria (t[398] = 1.23, P = 0.219, asumiendo igualdad de varianzas por
la prueba de Levene: F[1, 398] = 1.551, P = 0.214). El semestre cursado de
licenciatura varió de primero a décimo con una mediana de cuarto semestre y un
rango semiintercuartílico de dos. Por la prueba U de Mann-Whitney, la tendencia
central de semestre cursado fue estadísticamente equivalente entre ambos sexos
en la muestra conjunta (ZU = - 0.524, P = 0.603), y entre las dos submuestras separadas
de forma aleatoria (ZU = - 0.601, P = 0.548).
Instrumento
Cuestionario de fantasías y
situaciones sexuales (CFSS)
Fue
desarrollado a raíz de un estudio cualitativo por Moral (2010a). Se compone de
dos escalas. Una escala está integrada por 18 ítems para evaluar la frecuencia
con la que se tienen ciertos contenidos de fantasías sexuales y la segunda
escala está compuesta por 10 ítems para evaluar la frecuencia con la que se
tienen fantasías en situaciones específicas. El formato de respuesta de los
ítems de ambas escalas es de 5 categorías ordinales: 1 = “nunca”,
2 = “muy rara vez”, 3 = “a veces”, 4 = “con frecuencia” y 5
= “con mucha frecuencia”.
Como
contenidos se abarcan: fantasías románticas o de sexo convencional con el novio
o con la novia (1. “Hacer el amor con mi novio/a en un lugar romántico”, 2.
“Tener mi primera experiencia sexual”); sexo no convencional en actividad o
lugar (4. “Ser masturbado/a, tener sexo oral o anal”, 5. “Tener relaciones
sexuales en un avión, manejando o en situaciones de riesgo”); parejas
concurrentes y orgías (8. “Ser infiel a mi pareja”, 9. “Participar en una orgía
heterosexual”, 10. “Hacer un intercambio de parejas”, 14. “Tener relaciones
sexuales con el novio/a de mi amigo/a”); con famosos (11. “Hacerlo con un
famoso/a”); sometimiento (17. “Qué me aten, me golpeen, me sometan o abusen de
mí”), casados/as, personas de distinta edad y parientes (12. “Ser el amante o
hacerlo con una persona casada”, 13. “Hacerlo con una persona madura”, 15.
“Hacerlo con un primo o alguien de la familia”, 16. “Tener relaciones con
alguien mucho más joven que yo”); exhibicionismo/voyerismo (3. “Hacerlo en un
sitio donde haya peligro de que nos sorprendan o estén observando”, 18.
“Observar a otros teniendo relaciones sexuales”); y homosexuales o bisexuales
(6. “Tener relaciones bisexuales”, 7. “Tener relaciones homosexuales”).
Como
situaciones se abarcan: a solas o en situaciones de aburrimiento (1. “Cuando
estudio o estoy aburrido”, 2. “Antes de dormir o al despertar”, 3.
“Viendo la televisión”, 9. “Cuando estoy en la ducha o el baño”);
interacción social (8. “Cuando estoy en el chisme o se platica de cosas
sexuales”); frustración o tensión sexual (6. “Cuando deseo a alguien que no me
atrevo a conquistarlo/a o no me es accesible”, 7. “Cuando deseo a alguien que
me rechaza”, 4. “Cuando llevo muchos días sin
masturbarme o tener actividad sexual”); e inducidas por la pareja (5. “Después
o antes de salir con mi pareja”, 10. “Después de tener actividad sexual con mi
pareja”).
Procedimiento
Para
la implementación de esta investigación se pidió el permiso del director de la facultad,
quien prestó el apoyo para la realización del estudio. Se solicitó el consentimiento
expreso informado de los participantes, se garantizó el anonimato de las
respuestas, no se solicitó ningún dato de identificación personal y se indicó
claramente quien era el responsable del estudio a quien se podía acudir para
asesoría psicológica por cualquier cuestión suscitada por el cuestionario. De
este modo se respetaron las normas éticas de investigación de la American
Psychological Association (2002).
Análisis de datos
En
la muestra total, se estudió la capacidad de discriminación y la consistencia
interna de los ítems. La discriminación se determinó por la diferencia
significativa de tendencia central en el ítem, entre el grupo de puntuaciones
altas y bajas en cada escala. Los grupos se definieron por el primer cuartil y
el tercero en cada escala. La diferencia de tendencia central se contrastó por
la prueba U de Mann-Whitney. La consistencia interna se estimó
por medio de la correlación del ítem con el resto de la escala y por medio del
efecto de la eliminación del ítem sobre la consistencia interna de la escala.
La correlación se calculó por el coeficiente de correlación poliserial (CPS[i,t-i])
y la consistencia interna por el coeficiente alfa ordinal.
Se
ha señalado que el coeficiente de correlación producto-momento de Pearson (r)
subestima la asociación lineal entre dos variables ordinales, y se recomienda
el uso de la correlación policórica (CPC) (Basto y Pereira, 2012); asimismo, se
ha señalado que el coeficiente α de Cronbach subestima la
consistencia interna entre variables ordinales, y en su lugar se recomienda el
empleo del coeficiente alfa ordinal (αordinal), que se basa en las
correlaciones policóricas (Elosua y Zumbo, 2008). Siguiendo estas
recomendaciones, la con- sistencia interna de los factores y las escalas se
calculó por el coeficiente alfa ordinal. Aparte se calculó la consistencia
interna de los factores desde los pesos de medida proporcionados por el
análisis factorial confirmatorio, usando el promedio de la varianza extraída
(PVE) y el coeficiente ρde Jöreskog de confiabilidad compuesta. Un
porcentaje PVE ≥ 50 % se consideró bueno. Los coeficientes α ordinal
y ρ de Jöreskog se interpretan a semejanza del
coeficiente α de Cronbach: valores < 0.50 evidencian una
consistencia in- terna inaceptable, de 0.50 a 0.59 pobre, de 0.60 a 0.69
cuestionable, de 0.70 a 0.79 aceptable, de 0.80 a 0.89 buena y ≥ 0.90
excelente (Fornell y Larcker, 1981; Zumbo y col., 2007).
La
estructura factorial de cada escala se determinó tanto por análisis factorial
exploratorio como confirmatorio. Las correlaciones entre los ítems se
calcularon por el coeficiente de correlación policórica (CPC), estimado por el
método de dos pasos para máxima verosimilitud. Las correlaciones entre los
factores se estimaron por el coeficiente de correlación producto momento de
Pearson (r). Los valores de PCC y r < 0.30 se consideraron
correlaciones bajas, de 0.30 a 0.49 moderadas, de 0.50 a 0.69 altas, de 0.70 a
0.89 muy altas y ≥ 0.90 unitarias. El número de factores se determinó
por la convergencia de los criterios de Horn (percentil 95 como criterio de
intersección, datos generados por permutaciones bajo un modelo de componentes
principales, con 500 muestras simuladas), coordenadas óptimas y Velicer
(correlación parcial al cuadrado) desde la matriz de correlaciones policóricas.
Los factores se extrajeron por el método de mínimos cuadrados no ponderados. La
matriz factorial se rotó por el método Promax. Se usó un valor 4 para el parámetro
kappa.
En
el análisis factorial confirmatorio, la función de discrepancia se estimó por
mínimos cuadrados no ponderados. El tamaño del efecto del factor sobre el ítem
se consideró mediano con un coeficiente (λ) entre 0.30 y 0.49, grande entre
0.50 y 0.69 y muy grande ≥ 0.70. Se desestimaron soluciones con
tamaños de efecto pequeños (λ < 0.30).
Se
contemplaron seis índices de ajuste en el análisis factorial confirmatorio:
cociente entre el estadístico chi-cuadrado y sus grados de libertad (χ2/gl),
índice de bondad de ajuste (GFI) y su modalidad corregida (AGFI) de Jöreskog y Sörbom,
índice normado de ajuste (NFI) de Bentler y Bonett, índice relativo de ajuste
por el coeficiente rho de Bollen (RFI) y el residuo estandarizado cuadrático
medio (SRMR) de Jöreskog y Sörbom. Se estipularon como valores de buen ajuste
para los índices: χ2/gl ≤ 2, GFI, NFI y
RFI ≥ 0.95, AGFI ≥ 0.90 y SRMR ≤ 0.05; y como
valores adecuados: χ2/gl ≤ 3, GFI, NFI y
RFI ≥ 0.90 y AGFI ≥ 0.80 y SRMR< 0.10 (Kline,
2010). Se estudiaron las propiedades de invarianza factorial entre ambos sexos
por contraste multi-grupo, especificándose modelos anidados en restricciones
acumulativas: sin constricciones, con constricciones en los pesos de medida, en
las varianzas-covarianzas estructurales y en los residuos de medida. Los
cálculos se realizaron con el menú R versión 2 para SPSS21 y AMOS16.
RESULTADOS
Discriminación, consistencia
interna y descripción de la distribución de los ítems
Los
18 ítems de contenidos y los 10 ítems de situaciones fueron discriminativos con
una P < 0.001. Los ítems 1 y 2 fueron los menos discriminativos entre los
dos grupos de puntuaciones altas y bajas en la escala de contenidos (ZU = -
4.560 y - 3.850, respectivamente). Salvo los ítems 1 y 2 de contenidos (CPS[i,t-i]’=’0.186
para el ítem 1 y 0.196 para el ítem 2, y α ordinal eliminado el
ítem > 0.911 en ambos), todos los demás ítems tuvieron una
correlación con el resto de la escala mayor que 0.5 y su eliminación generaba
un descenso en la consistencia interna de la escala (α ordinal = 0.911
para los 18 ítems de contenido y 0.912 para los 10 ítems de situaciones).
Los
18 ítems de contenido cubrieron el rango completo de valores, de 1 a 5. La
mediana correspondió a 1 (“nunca”), en 12 de los 18 contenidos
(ítems 5, 6, 7, 8, 9, 10, 12, 14, 15, 16, 17 y 18); correspondió a 2 (“muy
rara vez”) en 4 contenidos (ítems 3, 4, 11 y 13) y correspondió a 3 (“a
veces”) en 2 contenidos (ítems 1 y 2). La mayoría de los ítems mostraron
asimetría positiva en sus distribuciones o sesgo hacia valores de baja
frecuencia, coincidiendo la mediana con el primer cuartil. Los 10 ítems de
situaciones también cubrieron el rango completo de valores, de 1 a 5. La
mediana correspondió a 1 (“nunca”), en 1 de las 10 situaciones
(ítem 7) y correspondió a 2 (“muy rara vez”), en las 9 situaciones restantes.
Las distribuciones de la mayoría de los ítems fueron simétricas, quedando la
mediana en un valor intermedio entre el primer cuartil y tercero.
Estructura factorial de la
escala de contenidos
Del
análisis de los 18 ítems, se observó que los ítems 1 y 2 mostraron problemas de
consistencia interna y fueron de los menos discriminativos. Debe señalarse que
el número de factores para los 18 ítems fue 3 por la convergencia del criterio
de Horn, coordenadas óptimas y de Velicer. El tercer factor quedó integrado por
sólo dos indicadores, los ítems 1 y 2 sobre fantasías románticas o intimidad
con la pareja y tuvo consistencia interna cuestionable (α ordinal =
0.627). Ya que este factor quedó conformado por un número insuficiente de
indicadores, no alcanzó consistencia interna aceptable y sus dos indicadores
mostraron claros problemas de consistencia interna con el conjunto de la escala,
se eliminaron los ítems 1 y 2.
Desde
la matriz de correlaciones policóricas, el número de factores por el análisis
paralelo de Horn, de coordenadas óptimas y el criterio de Velicer convergió en
2 para los 16 ítems de contenido. Tras la extracción de los dos factores, las
comunalidades de los 16 ítems fueron mayores que 0.50 y se explicó el 60 % de
la varianza total. Tras la rotación de la matriz factorial, el primer factor
quedó configurado por 11 indicadores (ítems 3, 5, 8, 9, 10, 11, 12, 13, 14, 15
y 16), tuvo consistencia interna excelente (α ordinal = 0.907) y hace
referencia a fantasías heterosexuales de exploración (parejas concurrentes,
múltiples, de distinta edad, familiares y exhibicionismo). El segundo factor
quedó conformado por 5 indicadores (ítems 4, 6, 7, 17 y 18), tuvo consistencia
interna buena (α ordinal = 0.894) y hace referencia a fantasías con
contenidos homosexuales, sexo sin coito vaginal y pasividad (sometimiento y
voyerismo). La correlación entre los dos factores fue alta (r = 0.588, P < 0.001).
Los ítems 3 y 15 tuvieron cargas menores que 0.50 en el factor de fantasías
heterosexuales (λ = 0.429 y 0.421, respectivamente) y mayores que 0.30 en
el factor de homosexualidad, sexo sin coito vaginal y pasividad (λ = 0.388
y 0.339, respectivamente), mostrando ambigüedad en su configuración.
Se
eliminaron los ítems 3 y 15 para obtener una configuración de factores más
definida. Desde la matriz de correlaciones policóricas, el número de factores
por el análisis paralelo de Horn, de coordenadas óptimas y el criterio de
Velicer convergió en dos para los 14 ítems de contenido seleccionados. Tras la
extracción de los dos factores, las comunalidades de los 14 ítems fueron
mayores que 0.50 y se explicó el 62 % de la varianza total. Tras la rotación de
la matriz factorial, las cargas de los 14 ítems fueron mayores que 0.50 en un
factor y menores que 0.30 en el otro. El primer factor quedó configurado por 9
indicadores con cargas mayores que 0.57 (ítems 5, 8, 9, 10, 11, 12, 13, 14 y
16), tuvo consistencia interna buena (α ordinal’=’0.896) manteniendo la
referencia a fantasías heterosexuales de exploración relacionadas con parejas
concurrentes, múltiples y de distinta edad. El segundo factor no se modificó,
manteniendo los 5 indicadores (ítems 4, 6, 7, 17 y 18) con cargas mayores que
0.65 y buena consistencia interna (α ordinal = 0.895). La correlación
entre los dos factores fue alta (r = 0.523, P’<’0.001).
Se
especificó y contrastó un modelo de dos factores correlacionados con 14 ítems (excluídos
los ítems 1, 2, 3 y 15). Un factor de fantasías heterosexuales de exploración
con 9 indicadores (ítems 5, 8, 9, 10, 11, 12, 13, 14 y 16) y otro factor de
fantasías homosexuales, sin coito vaginal y pasividad con 5 indicadores (ítems
4, 6, 7, 17 y 18). La matriz de correlaciones policóricas fue definida
positiva. La solución fue admisible. Los pesos factores variaron de 0.598 a
0.872 con una media de 0.731 y los porcentajes de varianza explicada de los
ítems variaron de 36 % a 76 %, con una media de 54 %, así los tamaños de efecto
fueron grandes o muy gran-des. El promedio de la varianza extraída del primer
factor fue 49 % y el del segundo factor fue 62 %. La consistencia interna
compuesta del primer factor fue buena (ρ de Jöreskog = 0.897), al igual
que la del segundo (ρ de Jöreskog = 0.892). La correlación entre ambos
factores fue significativa, alta y positiva (r = 0.615, P < 0.001)
(Figura 1). En cuanto a los índices de ajuste, cinco de los seis fueron buenos
(χ2/gl = 1.874, GFI = 0.972, AGFI = 0.962, NFI = 0.962 y RFI =
0.954) y uno fue adecuado (SRMR = 0.082) (Tabla.1). Si se asumiera normalidad multivariada,
todos los parámetros serían significativos, calculando el error estándar de
cada parámetro por el método de percentiles corregidos de sesgo con la
extracción de 2 000 muestras por remuestreo paramétrico a partir de la matriz
de correlaciones policóricas.
Al
contrastar la invarianza factorial entre ambos sexos, todos los pesos de medida
fueron > 0.50 en las dos muestras en los cuatro modelos anidados y
las ocho soluciones fueron admisibles. En el modelo sin constricciones, la
correlación entre los dos factores fue muy alta en mujeres (r = 0.834) y
moderada en hombres (r = 0.393). La bondad de ajuste en el modelo sin constricciones
fue buena por dos índices adecuada por dos índices (NFI = 0.938 y RFI = 0.926) y
mala por dos índices restantes (χ2/gl = 3.077 y SRMR = 0.102). En
los otros tres modelos anidados, el ajuste fue empeorando ligeramente según se
añadieron constricciones (Tabla 1).
En
el análisis unigrupo, el ajuste a los datos de este modelo bifactorial con 14
ítems fue mejor que el del modelo bifactorial con 16 ítems; no obstante, sus
propiedades de invarianza entre ambos sexos fueron pobres y semejantes al
modelo de dos factores con 16 ítems (Tabla 1).
En
el contraste unigrupo del modelo de dos factores con 16 ítems, la solución fue admisible.
Los pesos factores variaron de 0.573 a 0.878 con una media de 0.718 y los
porcentajes de varianza explicada de los ítems variaron de 33 % a 77 % con una
media de 52 %, así los tamaños de efecto fueron grandes o muy grandes, incluso
en los ítems 3 y 15. La correlación entre ambos factores fue significativa,
alta y positiva (r = 0.666, P < 0.001). El promedio de la varianza
extraída del primer factor fue 48 % y el del segundo factor fue 63 %. La consistencia
interna compuesta del primer factor fue excelente (ρ de Jöreskog = 0.903)
y la del segundo fue buena (ρ de Jöreskog = 0.892).
Al
explorar la estructura factorial en la muestra de 200 mujeres, el número de
factores con los 18 ítems fue dos por los criterios de Horn, coordenadas
óptimas y de Velicer (correlaciones parciales a la cuarta potencia). A pesar de
que los ítems 1 y 2 mostraron claros problemas de consistencia interna (CPS[i,t-i] =
0.287 y 0.242, respectivamente), las comunalidades de los 18 ítems fueron altas
tras la extracción, variando de 0.382 a 0.869 con un promedio de 0.603. Se
explicó el 60 % de la varianza total. Tras la rotación, el primer factor quedó
definido por 14 indicadores con cargas mayores que 0.60 (ítems del 3 al 12, 14,
15, 17 y 18) y tuvo una consistencia interna excelente (α ordinal =
0.938). El segundo quedó configurado por 4 indicadores con cargas mayores que
0.46 (ítems 1, 2, 13 y 16) y tuvo una consistencia interna aceptable
(α ordinal = 0.727). La correlación entre ambos factores fue
significativa, alta y positiva (r = 0.533, P < 0.001). El primer
factor correspondió a fantasías no románticas, entre las que se incluyen las de
contenido lésbico. El segundo factor correspondió a fantasías románticas, entre
las que incluyen con hombres maduros y amigos de novias. Si se extrajeran 3
factores, el tercer factor sería el de fantasías románticas con dos indicadores
(ítems 1 y 2) y consistencia interna aceptable (α ordinal = 0.702). Al
eliminar los ítems 1 y 2, el número de factores fue 1 por los criterios de
Horn, coordenadas óptimas y de Velicer. Se explicó el 53 % de la varianza total
y la consistencia interna de los 16 ítems fue excelente (α ordinal’=
0.901). El ajuste del modelo de un factor con 16 indicadores fue bueno por dos
indicadores (GFI =’0.956 y AGFI’= 0.942), adecuado por dos (NFI = 0.944 y CFI =
0.936) y malo por dos (χ2/gl = 3.333 y SRMR’= 0.114). El modelo de
dos factores con los 18 indicadores tuvo un ajuste aceptable por 4 indicadores
(GFI = 0.931, AGFI’=’0.913, NFI’=’0.913 y CFI = 0.901) y malo por dos (χ2/gl
= 4.292 y SRMR’= 0.130), por lo que parece mejor modelo el de un factor. La
correlación entre los dos factores fue alta y positiva (r = 0.612), lo que
indica que sí son diferenciables.
Al
explorar la estructura factorial en la muestra de hombres, el número de
factores con los 18 ítems fue tres por los criterios de Horn y coordenadas
óptimas y dos por el criterio de Velicer. A pesar de que los ítems 1 y 2
mostraron claros problemas de consistencia interna (CPS[i,t-i] =
0.199 y 0.159, respectivamente), las comunalidades de los 18 ítems fueron altas
tras la extracción, variando de 0.419 a 0.938 con un promedio de 0.601. Se
explicó el 60 % de la varianza total. Tras la rotación, el primer factor quedó
definido por nueve indicadores con cargas mayores que 0.46 (ítems 5, 8, 9, 10,
11 12, 13, 14 y 16), tuvo una consistencia interna buena (α ordinal =
0.888) y correspondió a fantasías heterosexuales no románticas. El segundo
quedó configurado por siete indicadores con cargas mayores que 0.38 (ítems 3,
4, 6, 7, 15, 17 y 18), tuvo una consistencia interna buena (α’ordinal = 0.855)
y correspondió a fantasías de sexo con otros hombres, sexo sin coito vaginal y
pasividad (sometimiento y voyerismo), pero también incluye las fantasías con
primas/os y exhibicionistas que en la muestra total saturaron más alto en el
factor de fantasías heterosexuales no románticas, aunque tuvieron cargas
mayores que 0.30 en este factor. El tercer factor quedó configurado por dos
indicadores con cargas mayores que 0.69 (ítems 1 y 2), tuvo una consistencia
interna baja (α ordinal’=’0.503) y correspondió a fantasías románticas. La
correlación entre el primer factor y el segundo fue significativa, moderada y
positiva (r = 0.446, P’<’0.001). Las correlaciones del tercer factor con los
otros dos factores fueron significativas, bajas y positivas (CPS[i,t-i] =
0.299 con el primero y 0.244 con el segundo, P < 0.001 ambas). Al
eliminar los ítems 1 y 2, el número de factores fue dos por los criterios de
Horn, coordenadas óptimas y de Velicer. Tras la rotación, el primer factor
quedó definido por nueve indicadores con cargas mayores que 0.57 (ítems 5, 8,
9, 10, 11 12, 13, 14 y 16), tuvo una consistencia interna buena (α ordinal’=’0.888)
y correspondió a fantasías heterosexuales no románticas. El segundo quedó
configurado por siete indicadores con cargas mayores que 0.44 (ítems 3, 4, 6,
7, 15, 17 y 18), tuvo una consistencia interna buena (α ordinal =’0.855) y
correspondió a fantasías de sexo con otros hombres, sexo sin coito vaginal,
pasividad (sometimiento y voyerismo) y fantasías con primas/os y
exhibicionismo. La correlación entre los dos factores fue significativa,
moderada y positiva (r = 0.448, P < 0.001). Por mínimos cuadrados
no ponderados, el ajuste del modelo de dos factores correlacionados (con nueve
indicadores el factor de fantasías heterosexuales no románticas y con siete
indicadores el factor de sexo con otros hombres, sexo sin coito vaginal y
pasividad) fue adecuado por cuatro índices (GFI’=’0.938, AGFI’=’0.918,
NFI’=’0.911 y RFI’=’0.900) y fue malo por dos índices (χ2/’gl’=’3.096
y SRMR’=’0.109). La correlación entre los dos factores fue moderada y positiva
(r’=’0.546).
Estructura factorial de la
escala de situaciones
Desde
la matriz de correlaciones policóricas, el número de factores por el análisis
paralelo de Horn, de coordenadas óptimas y el criterio de Velicer convergió en
1 para los 10 ítems de situaciones. Con un factor se explicó el 51.5 % de la varianza
total. Los 10 ítems tuvieron comunalidades (tras la extracción) mayores o
iguales que 0.35 y saturaciones mayores o iguales que 0.59. La consistencia
interna de los 10 ítems fue excelente (α ordinal = 0.914). Los ítems con
más peso fueron los relacionados con situaciones de frustración con una pareja
deseada y estímulos externos o sociales.
Se
especificó un modelo de un factor con 10 indicadores. La matriz de
correlaciones policóricas fue definida positiva. La solución fue admisible. Los
pesos de medida variaron de 0.609 a 0.765 con un promedio de 0.713, lo que
indica un tamaño de efecto grande o muy grande (Figura 2). El promedio de la
varianza extraída del factor fue 51 %. La consistencia interna compuesta del
primer factor fue excelente (ρ de Jöreskog = 0.912). Cinco de los seis
índices de ajuste fueron buenos (χ2/gl= 1.508, GFI = 0.984, AGFI =
0.975, NFI = 0.978 y RFI = 0.972) y uno fue adecuado (SRMR = 0.069) (Tabla 2).
Si se asumiera normalidad multivariada, todos los parámetros serían significativos,
calculando el error estándar de cada parámetro por el método de percentiles
corregidos de sesgo con la extracción de 2 000 muestras por remuestreo
paramétrico a partir de la matriz de correlaciones policóricas.
Al
contrastar la invarianza factorial entre ambos sexos, el modelo de un factor,
con sus residuos independientes, tuvo todos sus pesos de medida > 0.50 en
ambas muestras, en los cuatro modelos anidados, y las ocho soluciones fueron
admisibles. Los índices de ajuste variaron de buenos (GFI = 0.976, AGFI
=`0.962, NFI = 0.966 y RFI = 0.956) a adecuados (χ2/gl = 2.260 y
SRMR = 0.082) en el modelo sin constricciones. La bondad de ajuste empeoró
ligeramente en los modelos con constricciones anidadas. El modelo con
constricciones adicionales en los residuos de medida tuvo el peor ajuste; y
éste fue bueno por dos índices (AGFI y GFI), adecuado por tres índices (SRMR,
NFI y RFI) y malo por un índice (χ2/gl) (Tabla 2).
DISCUSIÓN
Se
esperaba la configuración de un factor de fantasías románticas e intimidad con
la pareja, debido a la frecuencia alta con que fueron reportados estos
contenidos en la muestra de estudiantes de psicología del estudio de Moral
(2010a), así como su frecuencia alta en investigaciones realizadas en otras
poblaciones (Tuval-Mashiach y col., 2008; Dawson y col., 2012). Con los 18
ítems iniciales en la muestra conjunta, se obtuvo este factor, pero quedó
integrado por un número insuficiente de indicadores (ítem 1 “hacer el amor con
mi novio/a en un lugar romántico” e ítem 2 “tener mi primera experiencia
sexual”) con consistencia cuestionable, por lo que se desestimó. En la muestra
de hombres, la configuración del factor fue la misma, pero la consistencia
interna fue aún más baja. En la muestra de mujeres, el factor de fantasías
románticas contó con cuatro indicadores y alcanzó una consistencia interna
aceptable. En mujeres, las fantasías con hombres maduros y novios de amigas,
parecen tener un matiz romántico que no aparece en hombres. Desde la
perspectiva filogenética o evolutiva (Wilson, 2010; Schmitt y col., 2012), se
podría interpretar que los contenidos de competencia sexual intragénero y
selección de pareja, más frecuente en mujeres, parecen canalizarse a través de
fantasías románticas, en las que se vive con amor pasional el hecho de ser la
elección deseada de un hombre maduro, atractivo y con posición o poder o del
novio de una amiga. Desde esta perspectiva evolutiva, las fantasías de sexo
exploratorio no romántico (oportunista), son más características de los hombres
(Schmitt, 2014).
En
relación con el factor de fantasías románticas, se esperaba que el ítem sobre infidelidad
a la pareja tuviera una saturación negativa con una magnitud moderada o alta en
este factor, ya que el enamoramiento y los valores románticos generan un deseo
de fidelidad y una fantasía de amor eterno y exclusivo. No obstante, el ítem de
infidelidad fue independiente del factor, al ser trivial la magnitud de su carga
factorial negativa en la muestra conjunta (λ = -.077). También este ítem
fue independiente del factor de fantasías románticas en la muestra de mujeres y
de hombres. Por lo tanto, el romanticismo no está inversamente relacionado con
la infidelidad, sino que ambos contenidos son independientes en las fantasías
de estos jóvenes universitarios. Incluso, debe señalarse que en las fantasías
románticas de estas mujeres jóvenes aparecen romances con novios de amigas y
con hombres maduros, que podrían estar casados, en las que ellas prevalecen no
como amantes, sino como elección de amor verdadero, ya que el contenido de “ser
amante” aparece en el factor de fantasías no románticas.
Aparte
de un número insuficiente de indicadores en la muestra conjunta y de hombres,
el factor de fantasías románticas tuvo una consistencia interna cuestionable en
la muestra conjunta y baja en la muestra de hombres, y los 2 ítems que lo
configuran tuvieron claros problemas de consistencia interna con el resto de la
escala en las tres muestras. ¿Cuál puede ser la razón de este problema de
consistencia interna en sus ítems? Como se esperaba, ambas fantasías fueron las
más frecuentes en la muestra, incluso la distribución del ítem sobre tener mi
primera experiencia sexual fue la única con asimetría negativa o sesgo hacia
los valores de alta frecuencia, cuando la mayoría de los ítems tuvieron
distribuciones con sesgo hacia los valores bajos; asimismo, ambos ítems fueron
los menos discriminativos en- tre los grupos de puntuaciones altas y bajas en
la escala. El tipo de sesgo y la menor discriminación reflejan que el patrón de
respuesta a estos dos ítems fue distinto al de los demás ítems de la escala.
¿En qué sentido el patrón de respuesta fue distinto? La frecuencia de fantasías
románticas suelen ser mayor en mujeres que en hombres (Tuval-Mashiach y col.,
2008; Wilson, 2010; Moral, 2010a; Schmitt, 2014). En la presente muestra, los
promedios de ambas fantasías fueron más altos en hombres que en mujeres, como
en el resto de las fantasías, con diferencia estadísticamente significativa en tener
mi primera experiencia sexual, pero no en hacer el amor con mi novio/a en un
lugar romántico. Si se considera la tendencia general de mayor promedio en
hombres que en mujeres y el contenido de los otros dos factores, la escala
parece medir tendencia a fantasías sexuales excitadoras y explícitas. Entre las
diferencias de género, en fantasías sexuales, cabe destacar que los hombres no
sólo reportan mayor frecuencia de fantasías, sino contenidos sexuales más
explícitos, menos referencias a emociones y vínculo (Buss, 2007; Tuval-Mashiach
y col., 2008; Schmitt y col., 2012), mayor excitación y asociación de las
fantasías con la masturbación (Birnbaum, 2007). Por lo tanto, las fantasías
sexuales veladas o enmascaradas bajo pensamientos románticos, que son más comunes
en mujeres, resultan contenidos poco consistentes con el listado de fantasías
de la escala.
Con
los 16 ítems restantes, se configuró un factor de fantasías heterosexuales
(parejas concurrentes, múltiples y de distinta edad), con nueve indicadores; y
un factor fantasías homosexuales, sexo sin coito vaginal y pasividad
(sometimiento y voyerismo), con cinco indicadores en la muestra conjunta. Estos
dos factores son claramente discernibles al compartir poco más de un tercio de
su varianza. Así, la escala parece separar un factor de posición sexual activa
y heterosexual de un factor de posición pasiva y no heterosexual.
En
un estudio de representaciones de la sexualidad, dentro de esta población, se diferenció
un grupo con gran preocupación en las diferencias de género, siendo las
representaciones más comunes la redu-cción del sexo al coito heterosexual o el
sexo como una expresión de amor romántico, la primera más definida en hombres y
la segunda más definida en mujeres (Moral y Ortega, 2009). Considerando el
marco cultural homofóbico (Herek y McLemore, 2013), que se filtra en varias
teorías psicológicas, como el psicoanálisis (Cole, 2005), el tema del deseo
homosexual, parece constituir un eje que estructura la covarianza entre los
contenidos de fantasías sexuales enlistados. Hay una heterosexualidad, deseada
de parejas concurrentes, múltiples y amantes, frente a una desviación sin coito
heterosexual, que implica homosexualidad, y formas pasivas de sometimiento y
voyerismo. El primer factor probablemente implica deseos prohibidos, pero con
cierta aceptación social, y el segundo, deseos censurables que se quieren
ocultar ante el prejuicio social (Moss, 2002). Este modelo posee unas
propiedades de ajuste buenas en la muestra conjunta; no obstante, sus propiedades
de invarianza entre ambos sexos son algo pobres. Los modelos de medida de ambos
factores son muy semejantes entre ambos sexos. La diferencia se marca en el
modelo de varianzas-covarianzas estructurales. Los dos factores se distinguen
claramente en hombres con menos de un sexto de la varianza compartida, pero la
varianza compartida en mujeres es de más de dos tercios. Al explorar de forma
independiente, la estructura factorial en mujeres, se define un factor de
fantasías románticas heterosexuales versus fantasías no románticas, entre las
que se incluyen las de contenido lésbico o un factor general de fantasías
(eliminados los 2 ítems de fantasías románticas). En hombres se definen dos
factores: el de fantasías heterosexuales y el de fantasías de sexo con otros
hombres, sexo sin coito vaginal y pasividad/expresividad (sometimiento,
voyerismo/exhibicionismo y sexo con personas maduras). Esta mayor
diferenciación de ambos factores en hombres, desde el referente heterosexualidad/actividad/dominancia
versus homosexualidad/pasividad/sometimiento, es comprensible desde unos
valores homofóbicos más centrados en la sexualidad masculina que en la femenina
(Herek y McLemore, 2013), y desde la teorías del patrón natural de la
homosexualidad que se manifiesta más en situaciones de desventaja competitiva
(Muscarella, 2000; Moral, 2010b).
En
ambos factores de contenidos, el coeficiente alfa ordinal y el coeficiente rho
de Jöreskog, indicaron consistencia buena y el promedio de la varianza extraída
fue próximo a la mitad en el primer factor y mayor a la mitad en el segundo;
por lo tanto, se puede afirmar que la consistencia de los dos factores es
buena, con indicadores variados y no redundantes. La variabilidad de contenidos
precisamente da riqueza a la escala. No obstante, se podría argumentar que
algunos contenidos importantes quedaron fuera, como los de coerción y
hostigamiento sexual. En un primer momento se pensó en incluirlos, pero en el
estudio cualitativo del que parte la escala nunca aparecieron tales contenidos,
sólo sometimiento sexual.
La
escala de Wilson, que fue desarrollada en Estados Unidos de América y ha sido
validada en varios países, como España (Sierra y col., 2006), sí incluye el
contenido de coerción sexual. Usualmente se habla de fantasías sadomasoquistas
que implican ambos roles, de coerción/dominación y sometimiento. Se afirma que
en el balance dominan las fantasías de coerción/dominación en los hombres y las
de sometimiento en las mujeres, pero ambas están presentes en ambos sexos
(Birnbaum, 2007). México no es un país exento de violencia. Los delitos
sexuales y el abuso sexual infantil presentan una casuística alta y asociada
con la impunidad (De-la-Torre y col., 2004). Precisamente, México posee la
singularidad de tener los casos sistemáticos de feminicidio más altos del
mundo, siendo Ciudad Juárez una localidad en la frontera norte
internacionalmente conocida por tal situación (Pantaleo, 2010). Esta
problemática no es ajena a la facultad de psicología de la UANL; por el
contrario, es causa de discusión e investigación (Pantaleo, 2010). Estas
situaciones de violencia e impunidad podrían estar generando una represión de
los contenidos de coerción sexual tanto en hombres como en mujeres. Por lo que
se requeriría de un di- seño experimental, con grupos independientes, que
permitiese evaluar el de la exposición a películas con distinto nivel de
violencia sexual e impunidad ante la ley sobre el reporte retrospectivo de
fantasías y diarios de sueños fantasías sexuales en las semanas siguientes.
También
los contenidos de exhibicionismo y relaciones con personas maduras fueron
finalmente excluidos, para lograr una especificación más clara de la estructura
bifactorial y con mayor invariante entre ambos sexos, ya que estos dos
contenidos eran los más ambiguos en la muestra conjunta y aumentaban la
correlación entre los factores. En hombres quedaban más relacionados con el
factor de sexo con otros hombres, sexo sin coito vaginal y pasividad. En
mujeres las fantasías de relaciones sexuales con hombres maduros formaba parte
de un factor de fantasías románticas. En hombres, estos dos contenidos parecen
tomar una connotación de expresividad y pasividad (Muscarella, 2000). En
mujeres, el segundo contenido parece connotar éxito sexual al ser el verdadero
amor de hombres con poder y posición. Estas interpretaciones son concordantes
con una perspectiva filogenética (Buss, 2007), la cual es compatible y se
complementa con la perspectiva socio-cultural de los contenidos de las
fantasías sexuales (Brotto y col., 2012).
La
escala de situaciones claramente resultó unidimensional, con una consistencia
interna excelente, buen ajuste a los datos y propiedades de invarianza
aceptables. No parece haber situaciones diferenciales en hombres y mujeres que
permitan definir factores por su covarianza. Por el criterio de Kaiser, el
número de factores para las 10 situaciones fueron dos. Los estudios
metodológicos de simulación han mostrado que este criterio sobreestima el
verdadero número de factores, con un porcentaje muy bajo de aciertos (Courtney,
2013). Si se extraen dos factores conforme al criterio de Kaiser, tras la
rotación promax, se define un factor con cinco indicadores (ítems 3, 6, 7, 8 y
9) y un segundo factor con los 5 ítems restantes. No obstante, la correlación
entre ambos factores es muy alta en el análisis factorial confirmatorio (r =
0.89), lo que indica que no son propiamente discernibles. Los métodos más
rigurosos para determinar el número de factores (Horn, coordenadas óptimas y
Velicer), indican que la distinción de dos factores es forzada y puede
corresponder a un error metodológico o de muestreo. En el modelo unidimensional
los ítems 3, 6, 7, 8 y 9 corresponden a las cinco cargas más altas. Siguen en
orden decreciente los otros 5 ítems. Al comparar las medias de ambos factores,
la media fue significativamente más alta en el primer factor que en el segundo,
siendo la consistencia interna equiparable entre ambos (0.84 por el coeficiente
alfa ordinal). Consonante con la indicación de unidimensionalidad, el primer
factor parece reflejar situaciones más frecuentes y el segundo situaciones
menos frecuentes, sin remitir a una distinción cualitativa de familias de
situaciones; es decir, la distinción de ambos factores sería un artefacto
consecuencia de los promedios de respuesta sin corresponder a una comunalidatd
intrafactor sustantiva (Maul, 2013). Consecuentemente, la escala de situaciones
debe considerarse unidimensional y configurada por 10 indicadores con
consistencia interna excelente. Conforme con el resultado de Moral (2010a), las
fantasías son sobre todo estimuladas por situaciones de frustración y tensión
sexual, por lo que parecen cumplir funciones de realización de deseos.
Como
limitación del estudio, debe señalarse el empleo de una muestra de estudiantes
universitarios de la facultad de psicología de la UANL, por tanto, las
conclusiones de este estudio deben circunscribirse a esta población. Se empleó
un muestreo no probabilístico con una sobrerrepresentación de hombres. No
obstante, el objetivo era lograr dos muestras grandes y equivalentes en
participantes de cada sexo, para contrastar la invarianza factorial, de ahí el
sobremuestreo de hombres. Como fortalezas se tienen que la variabilidad en edad
y semestre y el método de selección de los participantes hacen que ambas
muestras sean bastantes representativas de cada sexo, dentro de la población;
el tamaño de muestra fue adecuado para los análisis realizados, lográndose un
mínimo de 200 participantes por muestra, al menos 10 participantes por ítem y
cinco participantes por parámetro a estimar; además, el modelo en la muestra
conjunta se exploró y contrastó en muestras independientes.
CONCLUSIONES
La
escala de contenidos posee una estructura de dos factores correlacionados, con consistencia
interna buena y buen ajuste a los datos en la muestra conjunta. El primer
factor es de fantasías heterosexuales de exploración y el segundo factor de
fantasías homosexuales, sexo sin coito vaginal y pasividad. La varianza
compartida por ambos factores es de un tercio, lo que los hace perfectamente
discernibles. No obstante, las propiedades de invarianza del modelo entre ambos
sexos son pobres. Este modelo de dos factores basado en la condición
heterosexualidad/dominancia/actividad versus homosexualidad/sumisión/pasividad parece
descansar en la psicología masculina. En mujeres, el modelo es unidimensional;
y si se incluyen los ítems de fantasías románticas, se definen dos factores, un
factor es de fantasías románticas, entre las que se incluyen romances con
hombres maduros y novios de amigas (competencia sexual intragénero) y el otro
factor es de fantasías no románticas, entre las que se incluyen las de
contenido lésbico. La escala parece medir contenidos sexuales explícitos y
excitantes, de ahí que los contenidos románticos tuvieron una consistencia
interna baja, aún en mujeres. La escala de situaciones posee una consistencia
interna excelente, es unidimensional y su modelo de un factor posee unas
propiedades de invarianza entre ambos sexos aceptables. Las situaciones de
frustración y tensión sexual son las que generan más fantasías. Rescatando los
presentes resultados para su aplicación al campo de la sexología, cabe señalar
que el romanticismo claramente se diferencia del sexo exploratorio y la
búsqueda de sensaciones sexuales; de ahí los problemas de consistencia interna
de los ítems de fantasías romántica y la configuración de este factor en una
escala que parece medir fantasías de sexo exploratorio y excitante. A su vez,
las fantasías románticas son independientes de las fantasías de infidelidad, ni
las inhiben ni las incentivan. La evaluación del mundo de las fantasías
románticas, muy importantes en esta población de estudiantes jóvenes,
requeriría de una nueva escala, cuyo desarrollo se sugiere con la combinación
de metodología cualitativa y cuantitativa. La investigación y evaluación con la
escala de 16 contenidos y 10 situaciones se centraría en fantasías de sexo
exploratorio y excitante.
AGRADECIMIENTOS
A
las alumnas de licenciatura Cinthia de Blas y Liliana Coronado y a los alumnos
Carlos Treviño y Eduardo Elizondo por su colaboración en el reclutamiento de la
muestra y la captura de datos; asimismo, al Dr. Armando Peña, director de la
Facultad de Psicología de la UANL, por su apoyo a la presente investigación.
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