http://dx.doi.org/10.20511/pyr2018.v6n2.216

ARTÍCULOS DE INVESTIGACIÓN

Evidencias de validez e invarianza factorial de una Escala Breve de Celos en estudiantes universitarios Peruanos

Evidence of Validity and Factorial Invariance of a Brief Jealousy Scale in Peruvian University Students

Resumen

El estudio buscó analizar las evidencias de validez, invarianza factorial y fiabilidad de las puntuaciones de la Subescala de Celos del Inventario de Comunicación Emocional en las Relaciones Románticas (Sánchez, 2012). Para ello se contó con una muestra de 1176 estudiantes universitarios peruanos que completaron los 11 ítems de la versión original. El análisis factorial confirmatorio verificó un ajuste satisfactorio de un modelo final de nueve ítems en un único factor y errores correlacionados. Se concluye que la escala de Celos constituye una medida breve que puede emplearse en la actividad profesional e investigativa, obteniendo interpretaciones válidas, puntuaciones fiables e invariantes de acuerdo con el sexo en estudiantes universitarios peruanos.

Palabras clave: Celos; Relaciones de pareja; Universitarios; Estudio instrumental; Validación; Análisis factorial; Invarianza.

Summary

The study sought to analyze the evidences of validity, factorial invariance and reliability of the scores of the Jealousy Subscale of the Inventory of Emotional Communication in Romantic Relationships (Sánchez, 2012). To that effect, there was a sample of 1176 Peruvian university students who completed the 11 items of the original version. The confirmatory factor analysis verified a satisfactory adjustment of a final model of nine items in a single factor and correlated errors. It is concluded that the Jealousy scale is a measure that can be used in the professional and research activity, obtaining valid interpretations, reliable and invariant scores according to gender in Peruvian university students.

Keywords: Jealousy, couple relationships, university, instrumental study, validation, factor analysis, invariance.

Introducción

En la actualidad existe un gran número de investigaciones centradas en los celos (Elphinston, Feeney, & Noller, 2011). Cifras internacionales indican que ante una situación calificada como "desamor", los celos y la indiferencia son experimentados por el 70% de las mujeres y 58% de los varones (Cantera, Estébanez, & Vázquez, 2009). Así también terapeutas matrimoniales y familiares estadounidenses, reportan que un tercio de sus clientes presentan problemas de celos (White, 2008), los cuales son abordados con frecuencia bajo un modelo cognitivo (Cuesta, 2006) o cognitivo-conductual (Martínez- León et al., 2016).

Diferentes estudios señalan que los celos tienen diversas implicaciones en el ámbito personal y en la sociedad en general (Kelley, Eastwick, Harmon-Jones, & Schmeichel, 2015). Así por ejemplo, los celos disminuyen la satisfacción dentro de la relación de pareja (Barelds & Barelds-Dijkstra, 2007; Bevan 2008; Parker, Low, Walker, & Gamm 2005) y en las relaciones con otras personas cercanas (Andersen, Eloy, Guerrero & Spitzberg, 1995). Además, los celos son un predictor de la agresión para varones y mujeres dentro de una relación de pareja, que puede llegar incluso al asesinato (Caldwell, Swan, Allen, Sullivan, & Snow, 2009; Canto, García, & Gómez, 2009; Fenton & Rathus, 2010; Finkel, 2007; Foran & O’Leary, 2008; Gage & Hutchinson, 2006; Guerrero, Hannawa, & Babin, 2011; Kar & O’Leary, 2013; O’Leary, Smith Slep, & O’Leary, 2007; Wright, 2017).

En el Perú, un estudio realizado entre el 2011 y 2015 (Instituto Nacional de Estadística e Informática [INEI], 2015) indica que los celos es la segunda causa de feminicidio (39.3%); mientras que reportes policiales revelan que es la primera causa de este delito (46%) (Ministerio del Interior [MININTER], 2017). Lo anterior, conlleva a considerar a los celos como un factor de riesgo para la violencia de género (Oficina Regional para América Central del Alto Comisionado de las Naciones Unidas para los Derechos Humanos [OACNUDH], 2014). Esta, situación que acontece por una concepción apasionada del amor que involucra demostrar celos y desesperación por el otro (Masters, Johnson y Kolodny, 1987), que sumado a una masculinidad hegemónica, hace que el hombre sea quien realice una mayor cantidad de comportamientos de control hacia la mujer (Ramírez, 2000; Borraz, 2016). Desde una perspectiva psicológica esto puede deberse a una acentuación de la prohibición de expresión del enojo en la infancia (Singer & Singer, 1993; Hidalgo, 2010) y la interpretación errónea de la realidad (Beck, 1990).

Un punto importante para la identificación y medición de los celos es su adecuada conceptualización (Elphinston, et al., 2011). A pesar que se pueden encontrar diversas definiciones de celos, estos son considerados generalmente como una emoción humana característica de las relaciones amorosas, que es experimentada universalmente por los individuos, independientemente de su edad, orientación sexual, clase social, cultura y tipo de relación (Bernhard, 1986; De Silva, 2004; De Steno, Valdesolo, & Bartlett, 2006). Los celos surgen ante la sospecha real o imaginaria de amenaza o pérdida de afecto dentro de una relación considerada valiosa (Canto-Ortiz, García-Leiva, & Gómez, 2009; Echeburúa & Fernández-Montalvo, 2001) y está conformado por un conjunto de emociones como el dolor, la ansiedad y la ira (Parrott & Smith, 1993). Las personas que experimentan altos niveles de celos, tienen un conjunto de características psicológicas como bajos niveles de autoestima, neuroticismo, apego ansioso, así como, sentimientos de dependencia y posesión a la pareja (Pines, 1998).

De acuerdo con algunos autores (Elphinston, et al., 2011; Guerrero, Spitzberg, & Yoshimura, 2004; Pfeiffer & Wong, 1989), los celos pueden tener una expresión cognitiva, emocional y conductual. La expresión cognitiva de los celos comprende las sospechas, pensamientos y preocupaciones sobre la posible atracción de la pareja hacia otra persona (Echeburúa, Amor & Corral, 2009; Monroy, et al., 2015; Pfeiffer & Wong 1989); así como anticipación catastrófica y pensamientos de poco atractivo personal (Cuesta, 2006). Por su parte, los celos emocionales son un conjunto de respuestas afectivas anticipadas a las amenazas, como el miedo, la tristeza, la ira, la envidia (Guerrero, Trost, & Yoshimura 2005) y la dependencia emocional (Cuesta, 2006), que afecta la manera de comunicarse y afrontar los celos (Guerrero & Andersen 1998). Por su parte, los celos conductuales comprenden la expresión manifiesta de los celos (Pfeiffer & Wong 1989), que pueden apreciarse en conductas de comprobación del posible engaño y preguntas inquisitivas (Cuesta, 2006).

Una revisión de la literatura (White & Mullen, 1989) presenta tres tipos de celos como problemas clínicos. El primero, son los celos normales que son comunes y se encuentran relacionados con la presencia de una amenaza real a la relación amorosa. En segundo lugar, se encuentran los celos sintomáticos donde la percepción de amenaza a la relación amorosa está asociada con patologías como la esquizofrenia, la paranoia y la dependencia al alcohol y drogas. Finalmente, los celos patológicos involucran respuestas exageradas ante una amenaza real, provocadas por problemas temporales o crónicos de autoestima, traumas debido a experiencias de infidelidad o desórdenes de personalidad. Otras clasificaciones, señalan la existencia de celos paranoicos delirantes, celos sexuales, celos justificados y no justificados, celos reactivos y sospechosos, entre otros (Monroy, et al., 2015).

De otro lado, diversos estudios sugieren diferencias de acuerdo al sexo en los celos entre varones y mujeres (Bendixen, Kennair & Buss, 2015; Brase, Adair & Monk, 2014; Frederick & Fales, 2014; Zengel, Edlund & Sagarin, 2012). En ese sentido, se reporta en el contexto escandinavo la presencia de diferencias grandes entre ambos sexos respecto a las respuestas de celos (Bendixen et al., 2015; Kennair, Nordeide, Andreassen, Strønen, & Pallesen, 2011). Desde un punto de vista evolutivo, hombres y mujeres presentan diferencias en los celos sexuales y emocionales (DeSteno, Bartlett & Salovey, 2002). Los primeros, se presentan como producto del conocimiento o la sospecha que su pareja mantiene una aventura amorosa con otra persona; mientras que los segundos, son resultado del conocimiento o sospecha del apego emocional de la pareja hacia otra persona (Demirtaş-Madran, 2008). Así también, los hombres experimentan mayores celos sexuales y las mujeres experimentan una mayor cantidad de celos emocionales (Edalati & Redzuan, 2010; Fussell, 2012; Varga, Gee, & Munro, 2011). Otros investigaciones, por el contrario, informan que no existen diferencias de género en la expresión de los celos (Carpenter 2012; Demirtaş & Dönmez 2006).

Las mujeres suelen manifestar los celos acompañado de tristeza o depresión; mientras que en los hombres mediante la ira o agresión (Alario, 2002). Desde una perspectiva cognitiva social (Harris 2003), las diferencias de los celos entre hombres y mujeres se dan como resultado de amenazas al autoconcepto, así como la influencia de las normas culturales y roles sexuales y de las creencias asociadas a estos roles (Salovey & Rothman 1991; Ward & Voracek 2004). En este mismo sentido, algunas investigaciones demuestran que los diferentes niveles de ingresos entre los miembros de la pareja, la duración de la relación y las experiencias previas de infidelidad dentro de relaciones amorosas generan diferencias marcadas en los celos (Frederick & Fales, 2014; Murphy, Vallacher, Shackelford, Bjorklund, & Yunger, 2006). Por otro lado, el estado civil (soltero, casado, entre otros) parece no tener un efecto moderador en las diferencias sexuales relacionadas con los celos (Zengel et al., 2012), aunque otros estudios manifiestan que las mujeres solteras presentan mayores celos que las casadas, asimismo, estas últimas son más celosas que los varones casados (Demirtaş, 2004). Finalmente, en relación a la edad, las mujeres mayores son más celosas emocionalmente que sus esposos, mientras que las mujeres más jóvenes presentan mayores celos sexuales que sus parejas (Shackelford, et al., 2004).

La medición de los celos es un tema emergente y a nivel mundial se utiliza la escala tridimensional de los celos de Pfeiffer y Wong (1989) compuesta de 24 ítems, validada en Australia (Elphinston, Feeney, & Noller, 2011), Brasil (Lucas, Pereira, Esgalhado, 2012) e Italia (Tani & Ponti, 2016), mientras que en Latinoamérica recientemente se ha desarrollado un Inventario Multidimensional de Celos Románticos compuesto por 150 ítems, con cinco escalas de segundo orden y trece de primer orden (Palma, Fuentes, Medina, Escobar, & Vergara, 2016), aunque su alta cantidad de preguntas y factores hace compleja su replicación. Por otro lado, se encuentra la escala de celos emocionales de Kizildag y Yildirim (2017), que presenta dos errores metodológicos: (a) estima un alfa total (α = .95) y (b) no comprueba un modelo bifactor pese a la alta relación inter-factor. Finalmente, se encuentra la escala unidimensional de provocación de los celos con 18 ítems (Cayanus & Booth-Butterfield, 2004). En el Perú solo se cuenta con un estudio reciente acerca de una escala hexadimensional de 31 ítems (Mendieta, 2018), situación que resulta extraña por ser los celos la primera causa de feminicidio en el Perú (MININTER, 2017). En ese sentido, es necesario validar la subescala de celos del Inventario de Comunicación Emocional en las Relaciones Románticas, que tiene un enfoque interpersonal y mide la experiencia emocional en relación con las conductas que tiene la pareja y detonan la emoción de celos en el individuo (Sánchez, 2012).

Por lo tanto, el objetivo principal del estudio es analizar las evidencias de validez de estructura interna, contenido, la invarianza de medición y fiabilidad de una medida breve de Celos en estudiantes universitarios peruanos que se encuentran en una relación de pareja. El contar con un instrumento validado al contexto peruano, ayudará a obtener información para una mejor comprensión de los celos. Así también, posibilitará el análisis de las relaciones de los celos con otras variables, el desarrollo de adaptaciones a las características de diferentes muestras y el emprendimiento de investigaciones transculturales.

Método

Diseño.

El estudio es de diseño instrumental, en vista a que pretende revisar las propiedades psicométricas de un instrumento de medida autoinformado (Ato, López, & Benavente, 2013).

Participantes.

Se contó con la participación de 1176 estudiantes universitarios peruanos, de los cuales 879 fueron mujeres y 297 varones, con edades comprendidas entre los 16 a 54 años (Media = 21.29; DE = 3.911). Asimismo, un criterio de inclusión fue que las personas contarán con un tiempo de relación sentimental mínima de un mes. En la tabla 1 se describen algunas características sociodemográficas de los participantes. Asimismo, para examinar la invarianza de medición se seleccionó 297 mujeres al azar del total de mujeres (mediante un método computacional) y se contrastó con los 297 varones del estudio. De esa forma, se contó con 594 participantes.

Instrumento.

El Inventario de Comunicación Emocional en las Relaciones Románticas (Sánchez, 2012) está compuesto por ocho factores que explican el 49.3% de la varianza del modelo, estos son: Amor-Felicidad (α = .97), Pasión (α = .93), Celos (α = .88), Miedo (α = .89), Tristeza (α = .88), Enojo (α = .86), Sorpresa Positiva (α = .79), Sorpresa Negativa (α = .70) que se suponen relacionados [no proporciona información de la correlación inter-factores], las cargas factoriales fueron ≥.40. La Subescala de Celos esta compuesta por 11 ítems con alternativas de respuesta tipo Likert del 1 al 5 con expresiones: "Nunca", "A veces", "Con frecuencia", "Muchísimas veces", "Siempre". De acuerdo con los resultados de Sánchez (2012) conceptualmente, la escala mide comportamientos que ponen en riesgo la relación de pareja a causa de un tercero y su fiabilidad mediante el coeficiente alfa puede ser considerado bueno.

Procedimiento.

Inicialmente, se verificó la comprensión de los ítems mediante un estudio piloto con 10 personas que tenían una relación de pareja. A partir de ello, se realizaron cambios en los ítems (véase tabla 2). Acto seguido, la prueba fue sometida al escrutinio de tres jueces expertos para verificar su contenido conceptual, determinando observaciones en los ítems 7 y 10 por medir infidelidad más que celos. En ese sentido, se decidió administrar la escala con 11 ítems, para observar el comportamiento estadístico de los ítems 7 y 10. Finalmente, se aplicó el instrumento de medida en dos modalidades: (a) presencial (65%), encuestando a estudiantes universitarios en los alrededores de su centro su centro de estudio y en zonas comunes de su universidad (zonas de descanso, áreas verdes, cafetería, etc.); (b) virtual (35%), mediante un formulario en línea compartido por redes sociales.

Respecto a los temas éticos se entregó un consentimiento informado previo al llenado del cuestionario en donde se le explicaba las condiciones del anonimato, participación voluntaria y el objetivo del estudio, así como, el uso de los posibles resultados.

Análisis de datos.

Los análisis estadísticos fueron realizados con el programa "R" versión 3.1.2 (R Development Core Team, 2007), específicamente con la librería "lavaan" (Rosseel et al., 2018). El análisis se efectuó por etapas: En una primera etapa, se analizaron los ítems en su modo descriptivo: media aritmética, desviación estándar, asimetría y curtosis (Hair, Anderson, Tatham & Black, 2005) para estos dos últimos coeficientes se consideró un +/- 1.5 como indicador de altos valores (Forero, Maydeu-Olivares, & Gallardo-Pujol, 2009).

En una segunda etapa, se realizó el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC), comprobándose el supuesto de normalidad multivariada mediante el coeficiente de Mardia (1970), que al ser superior a 70, puede considerarse no-normales (Rodríguez & Ruiz, 2008). Se utilizó el estimador: Mínimos cuadrados ponderados con media, varianza ajustada y la aproximación de Satterthwaite (WLSMVS, por sus siglas en inglés) por la naturaleza ordinal de los datos y diferencias en las varianzas (Brown, 2006; Rosseel et al., 2018). Para la evaluación de los modelos se utilizaron las medidas de bondad de ajuste (Browne & Cudeck, 1993; Hu & Bentler, 1999; Mueller y Hancock, 2008): RMSEA (≤ .08), SRMR (≤ .06), CFI (≥ .95) y χ2/gl cuyos valores oscilan entre 2 (Tabachnick y Fidell, 2007) y 5 (Wheaton, Muthen, Alwin, & Summers, 1977).

En una tercera etapa, se probó la invarianza factorial de la escala de celos de acuerdo con el sexo. En ese sentido, se evaluó la invarianza de acuerdo con niveles (Byrne, 2008; Vandenberg & Lance, 2000): Configuracional (M1), que sugiere la estructura factorial sin consignar restricciones, siendo considerado como la línea base; Métrica (M2), donde se establecen restricciones de equivalencia entre las cargas factoriales; Fuerte (M3) restricciones de equivalencia de cargas e interceptos y Estricta (M4), restricciones de equivalencia a cargas, interceptos y residuos. En relación con la invarianza de medición y sus niveles, se evaluaron siguiendo las recomendaciones de Cheung & Rensvold (2002) ΔCFI ≤ .01 y ΔRMSEA ≤ .015.

Finalmente, se estimó la fiabilidad de las puntuaciones a través del coeficiente Omega (ω) en vista a que se utilizó un modelo factorial (McDonald, 1999) y sus respectivos intervalos de confianza mediante métodos de bootstrapping (Ventura-León, 2017).‌

Resultados

Análisis preliminar de los ítems.

En la tabla 3, se presentan el análisis descriptivo de los ítems. Se observa que el ítem 5 (M = 4.37; σ = .985) presenta la mayor media y la más baja el ítem 1 (M = 3.33; σ = 1.132). Asimismo, los ítems 5, 6 y 10 presentan asimetría y curtosis elevadas, siendo superiores +/- 1.5 como indicador de altos valores (Forero, Maydeu-Olivares, & Gallardo-Pujol, 2009).

Análisis Factorial Confirmatorio.

En la tabla 4, se presenta el AFC utilizado para verificar y comparar modelos de estructura interna de la escala de celos. El coeficiente de Mardia fue 124.369 por lo tanto los datos siguen una distribución no-normal multivariada (Rodríguez & Ruiz, 2008). Se modelaron tres estructuras factoriales: (a) Modelo 1, con once ítems y un solo factor; (b) Modelo 2, que es una re- especificación del modelo 1 basado en la visualización de las varianzas del error de los ítems 6 y 10, situación que coincide con las observaciones de los jueces que sostenían que ambos ítems evaluaban algo diferente a los celos; (c) Modelo 3, en ausencia del ítem 6 y 10 y con tres errores de medida correlacionados que fueron reportados por los índices de modificación, pero siguiendo la consideración de la racionalidad teórica (Boomsma, 2000). En ese sentido, el modelo 3, es una estructura factorial unidimensional con nueve ítems y tres errores correlacionados. Los resultados indican que este modelo presenta bondades de ajuste consideradas buenas (García, 2011): (χ2 (18) = 172.188; p > .05; CFI = .973; SRMR = .028; RMSEA = .085, IC [.070, 102]).

Invarianza factorial.

En la tabla 5, se muestra las medidas de invarianza de acuerdo con el sexo. Observándose en un primer momento bondades de ajuste para la población en general (n= 594) que resultan buenas (García, 2011), al igual que sucede cuando se divide por subgrupos (mujeres y hombres); aunque el SRMR y CFI ostentan valores más grandes en las mujeres en comparación con los hombres. Enseguida, fue analizada la invarianza configuracional (M1) presentando buenos valores de ajuste χ2 (48) = 60.058; CFI =.972; SRMR =.037 y RMSEA = .097 (.073, .122). El M1 es la línea base para la anidación de los demás modelos con restricciones M2, M3, M4. Acto seguido, se analizó la invarianza métrica (M2) entendida como un M1 con restricciones en las cargas factoriales, hallándose índices de ajuste buenos: CFI = .970 Y RMSEA = .087 (.066, .109), que son similares a los valores M1 por presentar diferencias mínimas ΔCFI ≤ .01 y ΔRMSEA ≤ .015. De ese modo, se puede concluir que las cargas factoriales son equivalentes y por ende se pueden comparar las covarianzas. Posteriormente, se evalúa la equivalencia de los umbrales (invarianza fuerte, M3) evidenciando que los índices son parecidos al modelo anterior: CFI = .978, SRMR = .033 y RMSEA = .059 (.040, .077) las diferencias con el modelo M2 es mínima (ΔCFI ≤ .01 y ΔRMSEA ≤ .015; Cheung & Rensvold, 2002), aceptando la invarianza entre los umbrales. En el siguiente paso, se examinó la invarianza estricta (M4) en donde se agrega la invarianza de residuos. Los resultados indican que las diferencia con el modelo M3 son mínimas, comprobándose la invarianza de residuos.

Una vez comprobada la invarianza de medida, se calcularon las medias latentes, en vista al cumplimiento de invarianza fuerte (Dimitrov, 2010). Por ende, se fijó la media del primer grupo en cero y la del segundo grupo se liberó. Los resultados revelan que las medias latentes de las mujeres (4.016) y varones (3.922) no son estadísticamente significativas y su tamaño del efecto es inexistente (d = 093; Cohen, 1992).

Fiabilidad.

En la tabla 6, se presenta las cargas factoriales y la estimación de la fiabilidad mediante el coeficiente omega para ambos modelos; sin embargo, en el modelo 2 se presenta un omega corregido para errores correlacionados (Raykov, 2001; Komaroff, 1997). En ese sentido, se puede considerar que la consistencia interna entre los ítems es buena (Cicchetti, 1994).

Discusión

El presente estudio de tipo instrumental se suma a las investigaciones que están abordando el tema de los celos en las relaciones de pareja (Elphiston et al., 2011). Específicamente, se analizó las evidencias de validez basada en la estructura interna, contenido; además, de examinarse la invarianza factorial de acuerdo con el sexo y estimo la fiabilidad de las puntuaciones de la Subescala de los Celos del Inventario de Comunicación Emocional en las Relaciones Románticas (Sánchez, 2012).

El AFC revela mejores bondades de ajuste del Modelo 3 (Modelo re- especificado), unidimensional de nueve ítems, donde se retiraron el ítem 6 y 10; además, de contar con errores correlacionados (e1-e2; e7-e8; e8-e9). Es bueno indicar que los ítems 6 y 10 generaron distorsión en los datos, debido a que no tienen coherencia; ya que (de acuerdo con el juicio de expertos), estaban midiendo algo diferente a los celos. A su vez, desde un punto de vista empírico (análisis factorial), presentaban una excesiva varianza de error por el fraseo acerca de la infidelidad; en ese sentido, existió evidencia suficiente para suprimirlos de la subescala. Por otro lado, el índice de modificación sugirió la presencia de ítems redundantes; en ese sentido, se correlacionó algunas varianzas de error generando parámetros libres que oscilaron entre .323 a .552.

Esta versión de la Subescala de los Celos es de fácil aplicación en el ámbito científico, pudiendo ser utilizado, por ejemplo, en investigaciones acerca de relaciones de pareja. Lo anterior, puede ayudar a sistematizar información en el contexto nacional que se discuta con lo reportado en otros escenarios (v. e. White, 2008). Asimismo, se apertura la posibilidad de continuar adaptando el instrumento a diferentes muestras, considerando la diversidad cultural del Perú e incluyendo, además de la validez y confiabilidad, a la equidad como propiedad de medición del funcionamiento del instrumento (Ventura-León, Barboza-Palomino, & Caycho, 2017). De igual forma, el instrumento puede ser adaptado en diferentes países de la región, permitiendo, más adelante, desarrollar estudios transculturales.

Tomando en cuenta que los celos son experimentados de forma universal y están presentes en las relaciones amorosas (Bernhard, 1986; De Silva, 2004; De Steno et al., 2006), se requiere indagar cómo se muestra la variable de acuerdo con diferentes características sociodemográficas y culturales. En ese sentido, al haber demostrado la invarianza de medición de la escala, se puede generar evidencia acerca de los celos según el sexo, tal como se realizaron en estudio previos (Bendixen et al., 2015; Brase et al., 2014; Carpenter, 2012; Demirtas & Dönmez, 2006; Edalati & Redzuan, 2010; Frederick & Fales, 2014; Fusell, 2012; Kennair et al., 2011; Varga et al., 2011; Zengel et al., 2012).

Asimismo, la validación de la escala de celos permitirá examinar su relación con otras variables. En esta línea, resulta importante conocer la asociación con otros constructos como la satisfacción con la relación de pareja (Barelds & Barelds-Dijkstra, 2007; Bevan, 2008; Parker et al., 2005), la depresión, tristeza, ira (Alario, 2002), infidelidad (Murphy et al., 2006), autoconcepto y creencias asociadas a los roles asignados (Ward & Voracek, 2004), entre otros en el contexto peruano.

De la misma forma, se pueden desarrollar estudios predictivos que valoren la incidencia de los celos en la agresión que se ejerce en las relaciones de pareja. Esto permitirá corroborar lo reportado en estudios previos (Caldwell, Swan, Allen, Sullivan, & Snow, 2009; Canto, García, & Gómez, 2009; Fenton & Rathus, 2010; Finkel, 2007; Foran & O’Leary, 2008; Gage & Hutchinson, 2006; Guerrero, Hannawa, & Babin, 2011; Kar & O’Leary, 2013; O’Leary, Smith Slep, & O’Leary, 2007; Wright, 2017).

Lo anterior es importante, puesto que diferentes instituciones revelan (INEI, 2015; MININTER, 2017) que los celos se perfilan como una causa de la violencia de género y feminicidio. Al disponer de un instrumento adaptado y válido, se podrá estimar con mayor precisión datos estadísticos, así como revelar el impacto social de los celos y sistematizarlo mediante estudios científicos que aun en esta variable son escasos en el contexto peruano.

Si bien los hallazgos en el presente estudio son interesantes, existen limitaciones como la selección de la muestra que fue no probabilística, así como, el análisis se circunscribió a dos fuentes de validez: basada en el contenido y en la estructura interna. Se sugiere explorar el funcionamiento con otras variables y examinar la fiabilidad desde otros métodos como el de test-retest, para observar la estabilidad en el tiempo de la prueba.

En conclusión, los resultados permiten señalar que la escala de Celos es una medida breve que ofrece interpretaciones válidas, puntuaciones fiables acerca de los celos en estudiantes universitarios peruanos, además, de mostrarse invariante de acuerdo con el sexo. Por lo tanto, la escala de celos es un instrumento útil para la práctica profesional y el desarrollo de nuevas investigaciones.

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* Correspondencia:

Email: jose.ventura@upn.pe

Recibido: 25-05-18

Revisado:12-06-18

Aprobado: 14-09-18

En línea: 24-09-18