1 Introducción
La adultez emergente es un periodo del ciclo vital que se sitúa entre la adolescencia y la adultez, típicamente abarcando entre los 18 y 29 años (Arnett, 2024). Este periodo se caracteriza por cualidades como la exploración de la identidad, la inestabilidad, el foco en sí mismo, la sensación de estar en un punto intermedio entre la adolescencia y la adultez, y la percepción de posibilidades en el futuro (Arnett, 2024; Arnett & Mitra, 2020).
Durante esta fase, se presentan oportunidades significativas para el crecimiento, la maduración y el florecimiento personal. La forma en que se atraviesa este período depende de los recursos personales, familiares y sociales disponibles (Wood et al., 2018). Además, el recorrido vital está condicionado por las dinámicas sociales y culturales que, a lo largo del ciclo de vida, transforman las relaciones interpersonales y los roles, y marcan este período con transiciones críticas, que reflejan tanto elecciones individuales como influencias contextuales (Zapata, 2016). En este contexto, se ha documentado un aumento en la prevalencia de problemas de salud mental durante este período, tanto a nivel global como específicamente en la región latinoamericana (Barrera-Herrera et al., 2023; Martínez et al., 2021; Restrepo-Martínez et al., 2021; Twenge et al., 2019; Valarezo-Bravo, 2023). Además, se ha reportado un incremento en las conductas de riesgo y otros problemas de salud mental durante este periodo (Nazar et al., 2021; Waddell et al., 2022; Zhu et al., 2022). De este modo, comprender los factores protectores y de riesgo para la salud mental en esta etapa del ciclo vital es fundamental. En este sentido, un aspecto que se ha documentado en la literatura es la influencia de las relaciones interpersonales, debido a su alta asociación con la salud mental (Irfan & Zulkefly, 2023; Karataş et al., 2019; McGinley & Evans, 2020; Pezirkianidis et al., 2023).
A medida que los adolescentes transitan hacia la adultez emergente, experimentan cambios significativos en sus relaciones interpersonales, especialmente en aquellas que se desarrollan fuera del entorno familiar (Bohn et al., 2021, 2023; Delgado et al., 2022). Las relaciones con amigos y la pareja cobran mayor importancia, especialmente esta última, que pasa a ocupar un lugar central en el mundo emocional y social (Bohn et al., 2023; Gregorio et al., 2023). La calidad del vínculo con la pareja tiene a su vez implicaciones para el funcionamiento psicológico y la salud mental (Beckmeyer & Cromwell, 2019; Beckmeyer & Jamison, 2021; Guzmán-González et al., 2024; Poucher et al., 2022).
Dentro de este ámbito, uno de los marcos conceptuales que permiten comprender el establecimiento y mantenimiento de las relaciones cercanas es la teoría del apego, formulada por John Bowlby (1969, 1980). De acuerdo con esta teoría, los niños desarrollan representaciones internas de sus interacciones con los cuidadores primarios, conocidas como modelos operativos internos, que actúan como guiones de procesamiento de información, moldeando cogniciones, emociones y conductas en las relaciones interpersonales cercanas (Barone et al., 2021; Vallejos & Cesoni, 2020). Estos se dividen en el modelo de sí mismo, que refleja el grado en que una persona se percibe capaz de generar afecto y aceptación, y el modelo de los otros, que evalúa la disponibilidad y capacidad de respuesta percibida en las figuras de apego. Modelos positivos de apego se traducen en mayor seguridad y confianza en las relaciones (Bartholomew & Horowitz, 1991). En contraste, experiencias de rechazo, cuidado inadecuado o abuso conducen a modelos negativos de sí y/o de los otros que se expresan en mayor inseguridad en el apego (Bowlby, 1980). Los adultos más seguros en el apego se sienten dignos de amor y confían en los demás, mientras que aquellos con apego más inseguro se perciben negativamente a sí mismos y/o a los demás (Bartholomew & Horowitz, 1991). En la adultez, la inseguridad en el apego se expresa a través de variaciones individuales en dos dimensiones: la ansiedad y la evitación en el apego (Brennan et al., 1998). La ansiedad en el apego se refiere al miedo al abandono, basado en un modelo negativo de uno mismo, mientras que la evitación en el apego se refiere a la incomodidad con la intimidad, basada en un modelo negativo de los demás (Mikulincer & Shaver, 2019).
La teoría del apego, originalmente planteada como un marco universal, ha demostrado ser sensible a las diferencias culturales y a las variaciones en la estructura y centralidad de los vínculos relacionales (Keller, 2018; Zhao et al., 2024). En este sentido, estudiar el apego en el contexto ecuatoriano y latinoamericano es particularmente relevante, ya que ofrece la oportunidad no solo de contrastar los hallazgos con estudios previos realizados en otras culturas, sino también de aportar nuevas perspectivas a la teoría, que ha sido desarrollada principalmente en contextos anglosajones (Eisma et al., 2023; Zhang et al., 2022). La validación de una escala que mida el apego en estas regiones tiene implicaciones profundas para la investigación y la práctica clínica. Se ha sugerido que el apego, especialmente la inseguridad en el apego, es un factor de riesgo significativo para los problemas de salud mental (Zhang et al., 2022; Zheng et al., 2020), además de ser un elemento clave en el desarrollo y trayectoria de los trastornos mentales (Herstell et al., 2021). Esto cobra aún más relevancia si se considera que la teoría del apego ofrece un marco valioso para la evaluación, predicción y tratamiento de pacientes en poblaciones clínicas. Además, las terapias basadas en el apego, entre ellas la terapia de pareja focalizada en las emociones (Ganz et al., 2022) y la terapia familiar basada en el apego (Van Vlierberghe et al., 2023), han demostrado ser efectivas tanto a nivel individual como de pareja, con resultados que indican una reducción de la sintomatología psicopatológica en diversas poblaciones clínicas (Beltrán-Ruiz et al., 2023; Collado‐Navarro et al., 2021, Johnson, 2019). La validación de esta escala en el contexto ecuatoriano podría ser un paso importante para futuros estudios sobre la implementación de terapias adaptadas a las características y necesidades de la población, especialmente en contextos clínicos.
La teoría del apego y sus principios han trascendido su aplicación en el ámbito clínico y en las relaciones interpersonales cercanas, extendiéndose a ámbitos tan diversos como las relaciones laborales, las interacciones médico-paciente y las dinámicas profesor-estudiante (Mikulincer & Shaver, 2024). Esto resalta la amplia aplicabilidad del apego como constructo, lo que refuerza la importancia de contar con instrumentos validados que capturen de manera precisa y culturalmente pertinente este fenómeno.
1.1 Medidas de apego romántico en adultos
A partir del trabajo de Hazan y Shaver (1987), quienes aplicaron los principios de la teoría del apego a las relaciones románticas, se desarrolló una gran cantidad de medidas de autoinforme para capturar las diferencias individuales en el apego, entre ellas el Adult Attachment Questionnaire (Simpson, 1990), la Adult Attachment Scale (Collins & Read, 1990) y el Attachment Style Questionnaire (Feeney et al., 1994). Posteriormente, Brennan et al. (1998) elaboraron el cuestionario de Experiencias en Relaciones Cercanas (ECR) mediante una reducción factorial de 323 ítems disponibles en las medidas de apego existentes (60 medidas de autoinforme), identificando las dos dimensiones antes descritas: ansiedad y evitación en el apego, distribuidas en 36 ítems, 18 ítems en cada factor. Debido a sus buenas propiedades psicométricas, la escala ECR se ha erigido como el instrumento de más amplio uso en la investigación sobre el apego romántico (Zhang et al., 2022; Zheng et al., 2020), y ha sido traducida y validada en varios idiomas, entre ellos el español (Ravitz et al., 2010). En las últimas décadas, el interés por escalas más breves pero que mantengan su calidad ha llevado a los investigadores a desarrollar versiones reducidas del ECR (Brugnera et al., 2019; Guzmán-González et al., 2020, 2023).
Paralelamente, en años recientes el estudio del apego adulto ha comenzado a cobrar relevancia en la región latinoamericana (Fourment et al., 2022; Morán & Martínez, 2019; Valarezo-Bravo et al., 2024). Tal crecimiento a su vez ha impulsado el desarrollo y/o adaptación de instrumentos de medición que se ajusten a este contexto, entre ellos el ECR (Spencer, Guzmán-González, et al., 2013). El ECR cuenta con versiones reducidas de 27 ítems (Díaz-Mosquera et al., 2022), de 25 ítems (Spencer et al., 2013), de 10 ítems (Natividade & Medeiros, 2015) y una de 12 ítems (Guzmán-González et al., 2020), que es el objeto de análisis del presente estudio. En el trabajo desarrollado por Guzmán-González et al. (2020) se probaron de manera inicial las versiones breves existentes de 12 ítems (Lafontaine et al., 2016; Wei et al., 2007), las cuales evidenciaron un ajuste deficiente al contexto chileno. Por este motivo, desarrollaron una versión reducida en español, aplicándola a una muestra representativa (n = 3703) que incluyó diversos participantes, tales como estudiantes universitarios, adultos de la población general, parejas heterosexuales de la comunidad, así como adultos gais y lesbianas. Se observaron buenos índices de ajuste a una estructura bidimensional, y altos niveles de consistencia interna y asociaciones en las direcciones esperadas con constructos teóricamente relevantes (Guzmán-González et al., 2020).
En el contexto ecuatoriano en particular, Díaz-Mosquera et al. (2022) validaron una versión del ECR con 27 ítems, en la que retuvieron una solución de tres factores: ansiedad, evitación directa y evitación indirecta. En este sentido, esta versión se aleja de la propuesta inicial, que ha sido ampliamente replicada (Brennan et al., 1998; Ravitz et al., 2010; Wei et al., 2007). La división de la evitación en dos subescalas, directa e indirecta, podría ser objeto de debate, ya que esta decisión metodológica podría haber modelado más bien un factor de método, en lugar de reflejar con precisión el constructo de evitación.
Se ha investigado anteriormente el funcionamiento de la escala breve del ECR en español, que evalúa el apego romántico en el contexto chileno por medio de 12 ítems (ECR-12, Guzmán-González et al., 2020). De este modo, probar la ECR-12 en Ecuador es relevante y pertinente, ya que una versión breve y adaptada culturalmente puede mejorar la eficiencia y precisión de la evaluación del apego romántico en el contexto ecuatoriano. Por lo tanto, este estudio tiene como objetivo principal evaluar la estructura e invarianza factorial del cuestionario de Experiencias en Relaciones Cercanas, así como su fiabilidad en términos de consistencia interna en el contexto ecuatoriano.
Por tanto, se establecen las siguientes hipótesis:
Hipótesis 1: La escala ECR-12, presentará una estructura factorial que se organizará en dos factores: ansiedad y evitación en el apego, similar a la reportada por estudios previos.
Hipótesis 2: La escala ECR-12 tendrá un funcionamiento similar entre hombres y mujeres en el contexto ecuatoriano.
2 Método
2.1 Diseño
Se llevó a cabo un diseño de investigación de tipo instrumental y de corte psicométrico (Ato et al., 2013).
2.2 Participantes
Como criterios de inclusión se consideró a adultos emergentes entre 18 y 29 años que hubiesen tenido al menos una relación de pareja. Se incluyó un total de 710 estudiantes universitarios (68.3% mujeres) con edades comprendidas entre los 18 y 29 años de edad (M=21.13; DE=2.94). Con respecto a la identidad de género, solo un participante se autoidentifico como no binario y un participante como “otro”. En cuanto a la orientación sexual, el 90.14% se autodefine como heterosexual, el 5.91% bisexual, gay y lesbiana con el 1.40% y otro con el 2.53%. La selección de los participantes se realizó a través de un muestreo no probabilístico por conveniencia en dos universidades de la ciudad de Loja, Ecuador.
2.3 Instrumentos
Datos sociodemográficos. Se consignó sexo asignado al nacer, género, orientación sexual y edad.
Apego. Se evaluó a través del Cuestionario de Experiencias en Relaciones Cercanas (Experiences in Close Relationships, ECR, Brennan et al., 1998) en su versión breve en español (Guzmán-González et al., 2020). Esta escala se utiliza para medir los patrones de vinculación en las relaciones de pareja. La versión breve incluye 12 preguntas en un formato Likert de 7 puntos, divididas en dos subescalas de 6 ítems cada una: ansiedad en el apego (p. ej., “Necesito que mi pareja me reafirme constantemente que me ama”) y evitación en el apego (p. ej., “Me pongo nervioso/a cuando mi pareja logra demasiada intimidad emocional conmigo”). Puntuaciones elevadas indican mayores niveles de ansiedad y evitación en el apego. La versión chilena evidenció un buen ajuste a una estructura bidimensional, siendo invariante según sexo asignado al nacer y orientación sexual. Asimismo, evidenció una consistencia interna adecuada, con valores superiores a α = .72 en cada subescala (Guzmán-González et al., 2020).
2.4 Procedimiento
Los componentes éticos del presente estudio fueron revisados y aprobados por la Unidad de Bienestar Universitario de la Universidad Nacional de Loja. Para la difusión de la investigación, se envió una invitación a universidades locales y se diseñó un formulario online para la aplicación de medidas de autoinforme. A través de la Dirección de Bienestar Universitario, se realizó un envío masivo de correos invitando a participar, y se utilizaron también las redes sociales y el uso del muestreo de bola de nieve. Los participantes accedían a la encuesta en línea con una serie de instrumentos que evalúan el funcionamiento individual y relacional, incluyendo el ECR-12. En este sentido, se les requería primero indicar su disposición a participar tras la lectura del consentimiento informado. Este documento detallaba las características del estudio, el carácter voluntario de la participación, así como el compromiso con el anonimato y la confidencialidad de la información. Es importante mencionar que no se permitía dejar ningún ítem sin responder; todos los apartados eran obligatorios para avanzar a los siguientes. No se ofreció retribución económica por la participación. Una vez que un participante decidía no participar, la encuesta se cerraba sin registro de su decisión. El tiempo medio de respuesta para completar los cuestionarios fue de entre 20 y 30 minutos. Los participantes no recibieron información sobre los resultados de la investigación, pero se les comunicarán una vez publicados a través de la universidad patrocinante (Universidad Nacional de Loja, Ecuador). Aunque no se registró el porcentaje de personas que optaron por no participar, se aseguró que aquellos que no deseaban continuar no avanzaran en la encuesta.
2.5 Análisis de datos
Para analizar la escala ECR-12, se realizaron análisis descriptivos utilizando el software estadístico R versión 4.3.2 (R Core Team, 2023), en los que se llevó a cabo un análisis preliminar de los ítems mediante estadística descriptiva (p. ej., media, desviación estándar, asimetría, curtosis). Se revisaron los índices de asimetría y curtosis para verificar el cumplimiento del supuesto de normalidad univariante, y se realizó el test de Mardia para evaluar la normalidad multivariada (Mardia, 1970).
Para examinar la estructura factorial se llevó a cabo un análisis factorial confirmatorio (AFC) con el método de mínimos cuadrados ponderados diagonales (Diagonally Weighted Least Squares, DWLS) disponible en R (Rosseel, 2012). El estimador DWLS es ideal cuando los datos no siguen una distribución normal (Baghdarnia et al., 2014). Para la evaluación del ajuste se utilizaron varios índices de bondad de ajuste en el AFC, siguiendo la recomendación de Kline (2015), quien menciona que los valores del índice de ajuste comparativo (CFI) y del índice de Tucker-Lewis (TLI) generalmente oscilan entre 0 y 1. Valores iguales o superiores a 0.90 suelen indicar un ajuste adecuado, y valores cercanos a 0.95 o superiores representan un buen ajuste del modelo. El error cuadrático medio de aproximación (RMSEA) calcula el error de ajuste promedio entre el modelo presentado y los datos. Un valor igual o inferior a 0.08 corresponde a un ajuste adecuado (Browne & Cudeck, 1993). La hipótesis de ajuste cercano se respalda si un intervalo de confianza del 90% incluye el valor de 0.05, y la hipótesis de ajuste deficiente se respalda si el límite superior del intervalo de confianza no excede un valor de 0.10 (Kline, 2015). Posteriormente, se evaluó la invarianza factorial por sexo asignado al nacer: invarianza configural, métrica, escalar y estricta. Por último, se evaluó la fiabilidad del ECR-12 mediante el coeficiente Alfa de Cronbach (\alpha) y el coeficiente Omega ordinal (\omega) (McDonald, 1999). El análisis de los datos se llevó a cabo con el software R versión 4.3.2, utilizando los paquetes “psych”, “lavaan” y semPlot” (R Core Team, 2023).
3 Resultados
3.1 Análisis descriptivo de los ítems
En la tabla 1 se observa que todos los ítems presentan valores de asimetría y curtosis dentro de los rangos aceptables para el supuesto de normalidad univariante. Según los criterios utilizados, una asimetría entre -.5 y .5 indica simetría; sin embargo, algunos ítems, como ECR4 y ECR5, tienen asimetrías de .48 y .53, lo que señala una leve asimetría positiva (Hatem et al., 2022). En cuanto a la curtosis, la mayoría de los valores se aproximan a 0, sugiriendo distribuciones mesocúrticas. No obstante, el ítem inverso 11 “ECR11R” presenta una curtosis de -1.21, indicando colas ligeras (Hatem et al., 2022). En general, estos resultados sugieren que los ítems son adecuados para análisis posteriores.
Tabla 1
Análisis preliminar del ECR-12
Ansiedad en el apego
| Ítem | Pregunta | Mín. | Máx. | M | DE | Asimetría | Curtosis |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| ECR2 | Me preocupa que mi pareja no se interese por mí | 1 | 7 | 3.93 | 1.99 | -0.10 | -1.13 |
| tanto como yo por ella | |||||||
| ECR3 | Me preocupa bastante la posibilidad de perder | 1 | 7 | 3.49 | 1.91 | 0.14 | -1.05 |
| a mi pareja | |||||||
| ECR7 | Necesito que mi pareja me reafirme constantemente | 1 | 7 | 3.29 | 1.92 | 0.32 | -0.96 |
| que me ama | |||||||
| ECR8 | A veces siento que presiono a mi pareja para que | 1 | 7 | 3.14 | 1.91 | 0.41 | -0.97 |
| muestre más sentimientos | |||||||
| ECR10 | Si no logro que mi pareja muestre interés por mí, | 1 | 7 | 3.08 | 1.85 | 0.43 | -0.83 |
| me molesto o me enojo | |||||||
| ECR12 | Me siento frustrado/a cuando mi pareja no me hace | 1 | 7 | 3.42 | 1.97 | 0.27 | -1.07 |
| tanto caso como me gustaría |
Evitación en el apego
| Ítem | Pregunta | Mín. | Máx. | M | DE | Asimetría | Curtosis |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| ECR1 | Cuando mi pareja comienza a establecer mayor | 1 | 7 | 3.22 | 1.87 | 0.28 | -0.93 |
| intimidad, tiendo a cerrarme | |||||||
| ECR4 | Me siento incómodo/a abriéndome a mi pareja | 1 | 7 | 3.01 | 1.85 | 0.48 | -0.83 |
| ECR5 | Me pongo nervioso/a cuando mi pareja logra | 1 | 7 | 2.99 | 1.87 | 0.53 | -0.78 |
| demasiada intimidad conmigo | |||||||
| ECR6 | Intento evitar establecer demasiada intimidad | 1 | 7 | 2.97 | 1.88 | 0.50 | -0.86 |
| con mi pareja | |||||||
| ECR9 | Prefiero no tener demasiada intimidad | 1 | 7 | 2.96 | 1.81 | 0.50 | -0.74 |
| emocional con mi pareja | |||||||
| ECR11R | Frecuentemente converso sobre mis problemas y | 1 | 7 | 3.86 | 2.08 | 0.11 | -1.21 |
| preocupaciones con mi pareja |
Nota: Mín. = Mínimo; Máx. = Máximo; M = Media; DE = Desviación Estándar; p<.05.
Se aplicó la prueba de Mardia (1970) para evaluar la normalidad multivariada de los ítems del ECR-12 (N=710). Los resultados indicaron una asimetría significativa (asimetría significativa = 14.2, simetría = 1679.94, p < .001) y una curtosis significativa (curtosis significativa = 248.83, curtosis = 58.75, p < .001), lo que sugiere desviaciones significativas de la normalidad multivariada.
3.2 Análisis factorial confirmatorio
Se probó, en primer término, el modelo original reportado en la versión en español de 12 ítems con dos factores: ansiedad y evitación en el apego (modelo A, Guzmán-González et al., 2020). Los resultados obtenidos evidencian un ajuste regular a los datos (ver tabla 2). La eliminación del ítem 11 en el modelo B resulta en un ajuste significativamente mejor en comparación con el modelo A. Dado que el ítem 11 presenta una carga factorial baja y negativa, se sugiere que, al ser un ítem inverso, pudo haber generado respuestas inconsistentes o erróneas; su eliminación simplifica el modelo y mejora el ajuste general. En términos de ajuste local, aunque los ítems presentan cargas factoriales superiores a .70, se observa que el ítem 11 tiene una saturación de baja magnitud (menor a .30) en el factor de evitación y su saturación es negativa, a pesar de que el ítem está formulado en sentido positivo (ver figura 1). Por ello, se probó un segundo modelo (modelo B) después de eliminar el ítem 11, y se observó un excelente ajuste en todos los índices principales (CFI, TLI, SRMR y RMSEA) (ver tabla 2). Además, en términos del ajuste local, se observa en la figura 2 que las cargas factoriales fueron significativas y en las direcciones esperadas.
Tabla 2
Índices de ajuste de los modelos A con 12 ítems y B con 11 ítems
| Modelo | \chi^2 | gl | p-val | CFI | TLI | SRMR | RMSEA (CI90) |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Modelo A | 264.068 | 53 | .000 | .977 | .971 | .075 | .075 (.066-.084) |
| Modelo B | 58.929 | 43 | .053 | .998 | .998 | .038 | .023 (.000-.036) |
Nota: *** = p< .001; \chi^2 = chi cuadrado; gl = grados de libertad; \chi^2/gl = chi cuadrado normado; CFI = índice de ajuste comparado; TLI = índice de Tucker Lewis; SRMR = raíz cuadrada media estandarizada residual; RMSEA = error cuadrático medio de aproximación.
Figura 1. Estructura factorial confirmatoria de la ECR con 12 ítems
Figura 2. Estructura factorial confirmatoria de la ECR con 11 ítems
3.3 Invarianza métrica de la escala según sexo asignado al nacer
En la tabla 3 se presentan los resultados del análisis factorial confirmatorio multigrupo, utilizando el método de estimación DWLS para evaluar la invarianza de medición entre sexos de la escala ECR-12 (Modelo A) y ECR-11 (Modelo B). La invarianza se llevó a cabo en cuatro fases: la invarianza configural, que establece la equivalencia de la estructura factorial; la invarianza métrica, que se refiere a la equivalencia de las cargas factoriales; la invarianza escalar, que implica la equivalencia de los umbrales; y la invarianza estricta, que se refiere a la equivalencia de los residuos (Cheung & Rensvold, 2002). La invarianza de medida se cumple cuando el chi cuadrado (\Delta \chi^2) no es significativo en los diferentes modelos anidados que se presentan progresivamente (Asparouhov & Muthén, 2014; Brown, 2015). Además, la diferencia entre modelos debe ser mayor o igual que -.01 en el caso del CFI (ΔCFI) y menor o igual a .01 en el caso del RMSEA (ΔRMSEA; Chen, 2007). Si el chi cuadrado (\Delta \chi^2) es significativo, el ΔCFI debe ser menor o igual a .01 y el ΔRMSEA menor o igual a .015 (Cheung & Rensvold, 2002; Meade et al., 2008). Los resultados del análisis de invarianza factorial por sexo (Mujeres y hombres) en el Modelo A indican que se cumplen la invarianza configural, métrica y escalar por medio de los indicadores de ΔCFI y ΔRMSEA, y no así por la \Delta \chi^2. En el caso del Modelo B, se observa que al pasar del modelo configural al métrico, se produce una pérdida de ajuste significativa, con un ΔRMSEA > 0.015 y un \Delta \chi^2 < 0.05, y solo se cumple con el criterio de ΔCFI. Por lo tanto, en este modelo se optó por examinar la invarianza métrica parcial para identificar los ítems no invariantes. Se encontró que al liberar el ítem 1 de la dimensión de ansiedad y el ítem 2 de la dimensión de evitación en el apego, se mejoró el ajuste entre el modelo configural y el métrico. Además, el ajuste entre el modelo métrico y el escalar cumplió con los tres criterios establecidos: \Delta \chi^2 > 0.05, ΔCFI < 0.01 y ΔRMSEA < 0.015 (Cheung & Rensvold, 2002; Meade et al., 2008). No obstante, en el paso del modelo escalar al estricto solo se cumplieron los criterios de ΔCFI < 0.01 y ΔRMSEA < 0.015. De esta forma, se concluye que la escala ECR de 11 ítems funciona de manera similar entre hombres y mujeres, considerando que las cargas factoriales de los ítems 1 y 2 no son invariantes.
Tabla 3
Análisis de invarianza factorial por sexo. Índices de bondad de ajuste
Modelo A
| Mod. | \chi^2 | gl | p | CFI | TLI | RMSEA(90) | \Delta\chi^2 | Δgl | Δp | ΔCFI | ΔRMSEA |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Con. | 275.14 | 106 | .000 | .981 | .977 | .067(.057-.077) | |||||
| Métr. | 318.90 | 116 | .000 | .977 | .974 | .070(.061-.080) | 43.76 | 10 | .00 | .004 | .003 |
| Escal. | 332.41 | 126 | .000 | .977 | .976 | .068(.059-.077) | 13.51 | 10 | .19 | .000 | .002 |
| Estr. | 361.02 | 138 | .000 | .975 | .976 | .068(.059-.076) | 28.61 | 12 | .00 | .002 | .000 |
Modelo B
| Mod. | \chi^2 | gl | p | CFI | TLI | RMSEA(90) | \Delta\chi^2 | Δgl | Δp | ΔCFI | ΔRMSEA |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Conf. | 70.588 | 86 | .885 | 1.00 | 1.002 | .000(.000-.015) | |||||
| Métr. | 109.864 | 95 | .141 | .998 | .998 | .021(.000-.037) | 39.276 | 9 | .00 | .002 | .021 |
| M.parc. | 81.790 | 93 | .790 | 1.00 | 1.002 | .000(.000-.015) | 11.202 | 7 | .38 | .000 | .000 |
| Estr. | 91.931 | 102 | .766 | 1.00 | 1.001 | .000(.000-.020) | 9.580 | 9 | .24 | .000 | .001 |
| Inv.estr. | 120.416 | 113 | .299 | .999 | .999 | .014(.000-.031) | 29.046 | 11 | .00 | .001 | .014 |
3.4 Análisis de fiabilidad
El análisis de fiabilidad del ECR-12 revela que los parámetros de consistencia interna son adecuados tanto para el coeficiente α como para el coeficiente ω, como se muestra en la tabla 4. Las diferencias entre estos coeficientes, utilizados para evaluar la fiabilidad, son mínimas, lo que sugiere que el instrumento es apropiado para la muestra ecuatoriana.
Tabla 4
Coeficiente de fiabilidad alfa de Cronbach y Omega
| Modelo | Dimensiones | \alpha | \omega |
|---|---|---|---|
| Modelo A | Ansiedad | .90 | .93 |
| Evitación | .79 | .88 | |
| Modelo B | Ansiedad | .90 | .93 |
| Evitación | .90 | .92 |
Nota: (\alpha) = alfa de Cronbach;(\omega) = omega de McDonald.
4 Discusión
La investigación sobre el apego adulto ha crecido de manera sostenida en la región latinoamericana (Fourment et al., 2022; Morán & Martínez, 2019; Valarezo-Bravo et al., 2024). En este contexto, los esfuerzos por validar el uso del ECR, considerado el estándar de oro para evaluar el apego adulto, representan un avance significativo para el desarrollo de la investigación en este ámbito. Con el interés de contribuir en esta misma línea, el objetivo del presente estudio fue evaluar la estructura e invarianza factorial del cuestionario de Experiencias en Relaciones Cercanas, así como su fiabilidad en términos de consistencia interna en el contexto ecuatoriano. Los resultados obtenidos son en general concordantes con las hipótesis planteadas.
En lo que refiere a la estructura factorial, se identificaron con claridad las dos dimensiones propuestas, de ansiedad y evitación en el apego, lo cual es consistente con la amplia evidencia de la organización bidimensional de la escala (Borelli et al., 2019; Guzmán-González et al., 2020; Lafontaine et al., 2016; Wei et al., 2007). El modelo inicialmente propuesto, con 12 ítems, obtuvo un ajuste global aceptable. Al inspeccionar la distribución y magnitud de las cargas, se observó que el reactivo 11 (“Frecuentemente converso sobre mis problemas y preocupaciones con mi pareja”), perteneciente a la dimensión de evitación, presenta una carga factorial baja. Este hallazgo difiere con resultados previos, que han incluido este ítem (correspondiente al 27 de la escala extendida original) y no han evidenciado problemas (Brugnera et al., 2019; Guzmán-González et al., 2020; Lafontaine et al., 2016; Wei et al., 2007), sugiriendo que tuvo un comportamiento atípico en el presente estudio. Este hallazgo podría estar relacionado con varios factores. Por un lado, podría tener que ver con especificidades culturales o de la muestra en particular (adultos emergentes) que hacen que este ítem haya sido interpretado de manera diferente por esta muestra particular. Sin embargo, en el contexto ecuatoriano, el ítem 11 presenta resultados divergentes. Además, es posible que la redacción del ítem no refleje de manera clara la evitación. También pudo darse un problema de aquiescencia, especialmente considerando que es el penúltimo ítem de esta versión. Es decir, los participantes podrían haber mostrado una tendencia a estar de acuerdo con las afirmaciones independientemente de su contenido, afectando así la carga factorial del ítem. Estudios previos sobre abordado la validación de escalas breves han reportado ajustes deficientes. En consecuencia, se ha recurrido a la eliminación de ítems con cargas factoriales inadecuadas para adaptar las escalas a su contexto sociocultural, resultando en versiones de 10 ítems (Natividade & Medeiros, 2015) y 11 ítems (Constantinescu et al., 2022; Lee & Shin, 2019).
Futuros estudios en la región podrían investigar si este hallazgo es específico de la muestra evaluada, aplicando la versión de 12 ítems en una muestra más amplia de la población. También sería pertinente revisar si una formulación diferente de esta pregunta produce resultados distintos. Si estos hallazgos se replican en investigaciones futuras, y considerando el mejor ajuste obtenido tras la eliminación del ítem, se recomienda que la versión ecuatoriana no lo incluya.
Asimismo, los análisis evidenciaron que la versión ecuatoriana es invariante entre adultos emergentes hombres y mujeres cumpliendo únicamente el indicador de ΔCFI con un valor menor o igual a .01 y con el punto de corte más conservador .de 002 (Cheung & Rensvold, 2002; Meade et., 2008; Putnick & Bornstein, 2016). Ello implica que la versión ecuatoriana puede ser utilizada para hacer comparaciones entre hombres y mujeres, teniendo como limitación que no se cumplió con la \Delta \chi^2. Por último, en lo que refiere a la consistencia interna, los valores obtenidos son adecuados, tanto para la ansiedad (\alpha = .90, \omega = .93) como para la evitación en el apego (\alpha = .90, \omega = .92).
Pese a que este estudio contribuye a ampliar la línea de investigación en apego adulto en Latinoamérica, no está exento de ciertas limitaciones. En primer lugar, una de las limitaciones más significativas es la falta de una selección de muestra aleatoria. Además, la muestra solo incluyó adultos emergentes universitarios, en lugar de una muestra más amplia de población adulta, lo que limita la generalización de los hallazgos. Por lo tanto, futuras investigaciones deben considerar la inclusión de rangos de edad más amplios, ya que las relaciones de pareja adquieren mayor relevancia a medida que las personas ingresan a la adultez. Es importante señalar que el estudio incluyó principalmente a una población heterosexual y con mayor participación de mujeres, lo que podría generar un sesgo en la muestra. Se sugiere, por tanto, considerar una mayor diversidad en cuanto a género, orientación sexual y tipos de relaciones de pareja, incluyendo aquellas que desafían las concepciones tradicionales de pareja, como las relaciones homoeróticas, para enriquecer el análisis y ampliar la comprensión de las dinámicas de apego. Por ello, sería valioso realizar estudios que abarquen una muestra más heterogénea en términos demográficos para obtener una comprensión más completa y representativa del apego romántico en adultos ecuatorianos. Una posible limitación adicional está relacionada con la falta de datos sobre el porcentaje de personas que decidieron no participar, puesto que impide evaluar adecuadamente el sesgo de no respuesta, lo que podría afectar la representatividad de la muestra. Finalmente, no se consideró para este estudio evidencia de validez relativa a la relación con otros constructos, siendo una tarea pendiente para estudios futuros.
5 Conclusión
A pesar de las limitaciones del estudio, nuestros hallazgos son coherentes con la literatura existente, y las adecuadas propiedades psicométricas respaldan la versión breve del ECR. De este modo, este instrumento puede ser utilizado no solo en los contextos ecuatoriano y chileno, sino también en contextos similares de habla hispana. Esto permitirá fortalecer la línea de investigación sobre el apego adulto en el contexto regional y facilitará la realización de estudios transculturales que amplíen la comprensión del apego en diferentes culturas. Esto es relevante dado que el apego desempeña un papel importante en diversos aspectos del funcionamiento individual e interpersonal. Además, esta escala puede ser utilizada por profesionales de la salud mental como una herramienta valiosa de orientación en la práctica clínica. Sin embargo, sería importante investigar su aplicabilidad en población clínica para confirmar su efectividad, especialmente considerando que el apego ha sido identificado como un factor transdiagnóstico (Ein-Dor et al., 2016).
6 Agradecimientos
A la Subdirección de Capital Humano – ANID, por financiar los estudios de Doctorado Nacional a Valarezo-Bravo, O; con folio Nro. 21230106. A la Dirección de la Unidad de Bienestar Universitario de la Universidad Nacional de Loja, cuya colaboración fue fundamental para la realización de este estudio.