© Copyright 2011: Servicio de Publicaciones de la Universidad de Murcia.Murcia (España) ISSN edición impresa: 0212-9728. ISSN edición web (http://revistas.um.es/analesps): 1695-2294 anales de psicología 2011, vol. 27, nº 1 (enero), 17-26 Propiedades psicométricas de la versión española de la Sexual Assertiveness Scale (SAS) Juan Carlos Sierra, Pablo Vallejo-Medina* y Pablo Santos-Iglesias Universidad de Granada (España) Resumen. La asertividad sexual se refiere a la capacidad de las personas para iniciar la actividad sexual, rechazar la actividad sexual no deseada y emplear métodos anticonceptivos, desarrollando comportamientos saludables. La Sexual Assertiveness Scale (SAS) es una escala de 18 ítems que evalúa tres dimensiones: Inicio, Rechazo y Prevención Embarazo-ETS (E-ETS). En este estudio 853 personas contestaron la SAS, junto a una batería de instrumentos afines. La puntuación media de los ítems ha sido similar a la media teórica del cuestionario, siendo además las desviaciones típicas cercanas a uno. Casi todos los ítems han mostrado un índice de discriminación por encima de .30 y un aporte apropiado a la fiabilidad de la escala. El análisis factorial exploratorio ha mostrado tres dimensiones idénticas a las obtenidas en el estudio original que explican un 48% de la varianza (Inicio ω = .80; Rechazo ω = .76 y E-ETS ω = .85). Esta estructura ha sido confirmada mediante un modelo de ecuaciones estructurales observándose un buen ajuste. Se discute la validez concurrente al observar correlaciones significativas entre las subescalas del SAS con otros constructos afines. Palabras clave: Asertividad sexual; SAS; estudio instrumental; validez; fiabilidad. Asertividad general y asertividad sexual La asertividad general es una habilidad social que permite comunicar nuestros sentimientos, preferencias, necesidades u opiniones a otra persona, sin menospreciarla, forzarla o usarla (Dee Galasi, 1977). Gidycz, Hanson y Layman (1995) o Greene y Navarro (1998) argumentan que la asertividad es específica de cada situación; de hecho, Zamboni, Crawford y Williams (2000) señalan que los sujetos asertivos y comunicativos en su día a día no tienen porque serlo en el ámbito sexual. Se sugiere, por tanto, evaluar la asertividad en situaciones sexuales específicas, empleando para ello el constructo concreto de asertividad sexual (Livingston, Testa y VanZile-Tamsen, 2007). La asertividad sexual se refiere a la capacidad de las personas para iniciar la actividad sexual, rechazar la actividad sexual no deseada y emplear métodos anticonceptivos, desarrollando comportamientos sexuales saludables; se basa en el derecho humano a la autonomía, que asume que las personas tienen derecho a elegir sobre su propia experiencia y actividad sexual (Morokoff, Quina, Harlow, Whitmire, Grimley, Gibson et al., 1997). Funcionamiento sexual, victimización sexual y conductas sexuales de riesgo El estudio de la asertividad sexual puede organizarse en tres grandes áreas: funcionamiento sexual, victimización * Dirección para correspondencia [Correspondence address]: Pablo Vallejo Medina. Facultad de Psicología. Universidad de Granada. Campus de Cartuja, s/n. 18011 Granada (España). E-mail:
[email protected] Title: Psychometric properties of the Spanish version of the Sexual Assertiveness Scale (SAS). Abstract: The construct of sexual assertiveness has been developed to further the understanding of the ability to initiate sexual activity, refuse unwanted sex and negotiate pregnancy and sexually transmitted diseases prevention, and consequently, explore healthy behaviours. Sexual Assertiveness Scale (SAS), which is an 18 items questionnaire that consists of three factors measuring Initiation, Refusal, and Pregnancy Sexually Transmitted Disease prevention (P-STD) assertiveness. In this study, 853 people answered to the SAS together with others scales. The mean of the items has been similar to the theoretical average of the questionnaire. Moreover, the standard deviation has been close to one. Most of the items have showed a discrimination index higher than .30. No alpha increase has been observed if any item were deleted. Exploratory factor analysis showed three dimensions (48% variance) which replicate the original solution identically (Initiation ω = .80; Refusal ω = .76 and P-STD ω = .85). The scale dimension has been confirmed by using a Structural Equation Modeling and found a good fit index. Significant correlations have been observed between SAS and other related constructs. Key words: Sexual assertiveness; SAS; instrumental study; validity; reliability. sexual y conductas sexuales de riesgo (Santos-Iglesias y Sierra, 2010a). Dentro del funcionamiento sexual, probablemente, sea la satisfacción sexual la más perjudicada por la ausencia de asertividad sexual debido a la incapacidad de la persona para comunicar asertivamente sus preferencias sexuales, gustos y sensaciones. De hecho, varios estudios relacionan la satisfacción sexual con la asertividad sexual (Haavio-Mannila y Kontula, 1997; Hurlbert, 1991) y con la capacidad orgásmica (Cotten-Houston y Wheeler, 1983; Hurlbert, 1991; Kuriansky, Sharpe y O´Connor, 1982; Nelson, 1974). Se han encontrado también correlatos entre el deseo sexual y la asertividad sexual (Hurlbert, 1991; Hurlbert, Singh, Menendez, Fertel, Fernández y Salgado, 2005). La capacidad para rechazar una relación sexual sería el núcleo de la segunda área: la victimización sexual. Existen diversos estudios que relacionan la coerción y el abuso sexual con una baja asertividad sexual (Livingston et al., 2007; Morokoff et al., 1997; Rickert, Sanghvi y Wiemann; 2002; Testa, VanZile-Tamsen y Livingston, 2007). De hecho, la carencia de asertividad sexual actuaría como un factor de vulnerabilidad en las mujeres que han sufrido abusos (Greene y Navarro, 1998; Rickert et al., 2002; Rosenbaum y O'Leary, 1981; Sierra, Ortega, Santos y Gutiérrez, 2007; Stoner, Norris, George, Morrison, Zawacki, Davis et al., 2008; Testa y Dermen, 1999; Testa et al., 2007). Se ha demostrado también como el entrenamiento en asertividad sexual puede proteger a las mujeres ante la violencia sexual (Macy, Nurius y Norris, 2006; Somlai, Kelly, McAuliffe, Gudmundson, Murphy, Sikkema et al., 1998). La última área de interés serían las conductas sexuales de riesgo. Hay que tener en cuenta que la mera habilidad para iniciar y mantener una conversación sobre sexualidad no está relacionada con la - 17 - Burkholder y Deiter. sometiéndose a examen su estructura factorial mediante análisis factorial exploratorio (AFE). 2007).76. Carrera-Fernández. obteniéndose los siguientes valores: . Díaz et al. Weeks. .82. y . 2010). 14 y 16). Morokoff y Redding. 8. 2008. Silverman y Amaro. 2007.82 para Inicio. Montero y León. ítems 7-12) mide el frecuencia en que una persona es capaz de evitar. .. no afectaría sus características psicométricas. La subescala E-ETS ha mostrado ser sensible a la hora de evaluar cambios en la asertividad sexual en función de la etapa de cambio para el uso del condón en la que se encuentra una persona. 6.80 en Rechazo.77. Núñez-Mangana. Las propiedades psicométricas en mujeres han sido descritas por Morokoff et al. Todos los ítems se puntúan sobre una escala de respuesta tipo Likert que oscila entre 0 (Nunca) y 4 (Siempre).80. Frías. Perry y Saal. como una práctica sexual no deseada.71. una vez confirmada la estructura. Robles et al. 2007) fue examinar algunas propiedades psicométricas de la Sexual Assertiveness Scale (SAS) en una muestra española. Rodríguez-Castro. . el Safer Sex Assertiveness (SSA. LameirasFernández. la última dimensión (Embarazo y enfermedades de transmisión sexual. En este estudio se informa del alfa de Cronbach en cinco muestras independientes de mujeres (tres compuestas por estudiantes universitarias. capacidad de negociación del uso del preservativo (Robles. encontrándose relaciones entre la asertividad sexual y la duración y satisfacción de la relación. Otros estudios han informado de un alfa de Cronbach que oscila entre . 2007). Por último se examinó la validez concurrente. . Livingston et al. Es la propia asertividad sexual asociada a la prevención de embarazos y enfermedades de transmisión sexual (E-ETS) la que predice su uso. El análisis factorial exploratorio mostró tres dimensiones (Inicio. Wingood y Diclemente. rechazo de las relaciones no deseadas. nº 1 (enero) turales.18 Juan Carlos Sierra et al. .78.82. 1998). . Barroso.66 y . Para las pruebas de validez concurrente se analizaron las correlaciones del SAS con el Hurlbert Index of Sexual Assertiveness (HISA. (1997). Evaluación de la asertividad sexual Existen diversos instrumentos para evaluar la asertividad sexual. una subescala del Sexual Awareness Questionnaire (Snell. Bretón-López y Agudelo. . . aunque solo en mujeres (Raj.82 y . una de mujeres con conductas sexuales de riesgo y una última resultado del seguimiento de las estudiantes universitarias y las mujeres con conductas de riesgo). ítems 1-6) evalúa la frecuencia con la que una persona comienza una relación sexual y que acontezca de forma deseada.85.80 en E-ETS. Santos-Iglesias. 2000. Noar. Morokoff et al. el Cuestionario de Aserción en la Pareja (ASPA. una relación negativa entre asertividad sexual de E-ETS y la promiscuidad sexual. Por último. Morokoff y Redding. 2006. 2000.82 y . se analizó la fiabilidad de consistencia interna.84. 2009) y la Escala de Habilidades Sociales (EHS. 1991. tanto semántica como sintáctica (Carretero-Dios y Pérez. tanto en mujeres con conductas sexuales de riesgo como en población normal (Noar. Sylla y Abbott. Parks. La mitad de los ítems están redactados de forma inversa (3. Auslander. . King y LevonyanRadloff. .74 y . 2007. 2002. 2007. Noar.59. ha mostrado buenas propiedades psicométricas. Propósito del estudio El objetivo del presente estudio instrumental (CarreteroDios y Pérez. del constructo definido por Morokoff et al. Kufrin y Ajduković... Collins. Jenkins. Rodríguez. (2007) encontraron. Sumisión y Agresión pasiva del ASPA. Stoner et al. Se partió de un banco de 112 ítems que se redujeron a 18 tras un proceso de filtrado. La SAS se creó siguiendo la propia definición. 11. 2002. Štulhofer. Puntuaciones elevadas indican mayor asertividad sexual. vol. Gismero. En esta misma línea. La primera subescala (Inicio. La SAS está compuesta por 18 ítems que recogen los tres componentes que definen sintácticamente el constructo de asertividad sexual. tanto una relación sexual. ya que en hombres sólo se ha encontrado esta relación con respecto al uso del condón femenino (Lameiras-Fernández. de forma aislada.77. Moreno. esperamos: a) que las puntuaciones del SAS correlacionen positivamente con las del HISA. Se recoge de esta forma un amplio contenido de componentes de la asertividad sexual: inicio de relaciones sexuales deseadas. siendo los más empleados el Hurlbert Index of Sexual Assertiveness (HISA. A continuación se confirmó la estructura factorial mediante un modelo de ecuaciones estrucanales de psicología.. 1991) o la Sexual Assertiveness Scale (SAS. que fue contrastada mediante análisis factorial confirmatorio (AFC). 10. 1997). Graham. Quina et al. . Carrasco. Rechazo y E-ETS). López-Castedo y Núñez-Mangana. la victimización sexual. Testa et al. b) que las puntuaciones en el SAS correlacionen de forma negativa con las subescalas Agresión. También se evaluó la fiabilidad test-retest en tres momentos (inicio.75. 2005. y de forma positiva con la subesca- . 2002). Božičević. 2011. 2008. a los seis meses y al año). 13. encontrándose correlaciones entre cada subescala consigo misma en los diferentes momentos. Yoder. 27. Morokoff. VallejoMedina y Sierra. Morokoff y Harlow. En este sentido. para el total de la escala se alcanzaron coeficientes de . Para ello se analizaron las propiedades métricas de los ítems que componen la escala. certificando además que la administración de una sola subescala. tanto si es administrado globalmente como si se emplea alguna de las subescalas de forma aislada. Succop y Rosenthal. . Hsieh. el cuestionario. en mujeres. . Fisher y Miller. Hurlbert. 2009. 2005). (1997).. Mosack.79. 4. y la prevención de embarazos y enfermedades de transmisión sexual.86 (Jacobs y Thomlison. en ningún caso inferiores a . RicoyLorenzo. 2009. así como diversos indicadores de validez de sus medidas. la segunda (Rechazo. Quina.77 y . 2007. 2006).80. Hurlbert. respectivamente. Asimismo.. 2010b). Santos-Iglesias y Sierra. la versión española abreviada de la Escala de Ajuste Diádico (EAD-13. Perfect. 1991). la experiencia sexual y las conductas preventivas de ETS. Failde-Garrido. 1998). ítems 13-18) evalúa la frecuencia con la que una persona insiste en el uso de métodos anticonceptivos de barrera de látex con su pareja. 2002). 2004. Harlow. Agresión. ambas con una fiabilidad de consistencia interna de . Chandler y Rudd. . Davies et al. p = . Véase el Anexo 1.Cuestionario de Aserción en la Pareja (Carrasco. la muestra se dividió de forma aleatoria en submuestra 1 formada por 300 sujetos (147 varones y 153 mujeres) y submuestra 2 integrada por 491 sujetos (272 mujeres y 219 varones).. 2000. Respecto al nivel educativo.60% había cursado estudios básicos de primaria.Versión abreviada de la Escala de Ajuste Diádico (SantosIglesias et al. p = . El estudio original informa de una buena fiabilidad. 2005. Hurlbert. 2011. En el presente estudio. Se responde sobre una esca- anales de psicología. Compuesto por 40 ítems que se responden en una escala tipo Likert de 1 (Casi nunca) a 6 (Casi siempre). Se empleó la versión española de Santos-Iglesias y Sierra (2010b) constituida por 19 ítems contestados en una escala de respuesta tipo Likert de 0 (Nunca) a 4 (Siempre). Esta versión reducida la componen 13 ítems que ofrecen una puntuación global en ajuste diádico y en tres subescalas: Consenso.76. tanto externa como de constructo.41. no existiendo diferencias significativas entre ambas ni en sexo χ2 (1. Una mayor puntuación es indicativa de mayor asertividad sexual en ambas dimensiones. Instrumentos .03) y 29. En el presente estudio el coeficiente alfa de Cronbach osciló entre . siendo la edad media de los varones muy similar a la de las mujeres: 32. Hurlbert.58) (Figura 1).03.. el alfa de Cronbach fue . un 9.77 y . 2004).7% tenían estudios universitarios. p = . dado que los miembros de la pareja que abusan y dominan a sus compañeros hacen gala de un estilo comunicativo agresivo (Infante. ni en edad t (789) = 3. así como de una adecuada validez.Hurlbert Index of Sexual Assertiveness (HISA. Puntuaciones elevadas reflejan mejor comunicación. 27.83. Los ítems se corresponden con diferentes estilos comunicativos dentro de la pareja: Aserción.73 (DT = 9. N = 791) = 1. Satisfacción y Cohesión.44. Los requisitos de inclusión en el estudio eran ser mayor de edad. 1991). y d) que las puntuaciones de la SAS correlacionen de forma positiva con las de la EHS. Salazar. En este estudio una mayor puntuación supone más asertividad sexual.84. La información sobre esta escala aparece en la introducción. 1998). Harrington.Sexual Assertiveness Scale (SAS. 1997). Método Participantes La muestra compuesta por 853 personas (400 varones y 453 mujeres) fue seleccionada de forma incidental. DT = 9. Crosby. presentando además buenos indicadores de validez.78 para Inicio y .75 y . Con el objetivo de explorar y confirmar la estructura factorial de la escala.. dado que las habilidades sociales están relacionadas con la asertividad sexual (Hammond y Oei.83. con valores de consistencia interna comprendidos entre . 1989). nº 1 (enero) .7% cursó secundaria y un 65. 80 70 60 Sujetos 50 40 30 20 10 0 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60 62 65 71 Años Figura 1: Frecuencia de las edades. Los ítems se distribuyen en dos dimensiones (Inicio y Ausencia de timidez/Rechazo). estar involucrado en una relación de pareja heterosexual desde al menos seis meses y mantener actividad sexual dentro de esa relación. el 24. Morokoff et al..85. . tratando de compensarla en cuanto al sexo de los participantes y que 19 estuvieran representadas diferentes edades y niveles educativos. c) que se produzca una correlación positiva entre satisfacción marital y asertividad sexual (Greene y Faulkner. El rango de edad osciló entre 18 y 71 años (M = 30.. ni en nivel educativo χ2 (3. 1991. .80 para Ausencia de timidez/Rechazo. Sumisión y Agresión pasiva. Morokoff et al. Se trata de una versión breve del cuestionario original desarrollado por Spanier en 1976. N = 784) = 2.Propiedades psicométricas de la versión española de la Sexual Assertiveness Scale (SAS) la Aserción. DiClemente. respectivamente.09 (DT = 10. Wingood. 1997). 1982.90. vol. 2009).03).23. Quina et al. 1990).28) y 5 (ritc = . mientras que valores por encima de . se ha empleado el método de estimación de mínimos cuadrados no ponderados (ULS) (Paszek. 2002). para el GFI y el AFGI se considerarán valores por encima de . A continuación se envió el cuestionario a cuatro jueces expertos en sexualidad.85 respectivamente como adecuados. se procedió a la adaptación lingüística del cuestionario empleándose para ello la traducción hacia delante (Hambleton. Primero se tradujeron los ítems al castellano. La extracción del número de factores se realizó mediante análisis paralelo (AP). .90 y . Steiger.08 indicarían un ajuste aceptable.70 y . La fiabilidad es igual a .77) y la prueba de esfericidad de Bartlett (χ 2 153 = 1. Se modificó el original con los cambios sugeridos. a un experto bilingüe que recomendó una serie de cambios. Dadas las características de la distribución muestral. Para este indicador valores inferiores a . se estudiará más adelante la conveniencia de eliminarlos o no en función del poder discriminante dentro de la subescala a la que pertenezcan (véase la Tabla 1). Este procedimiento ha demostrado ser más preciso a la hora de extraer el número de factores que los criterios de extracción habituales (Velicer.874. .10 indicarían un ajuste deficiente. culminando de este modo el proceso de traducción. otorgando todos los participantes su consentimiento informado verbal antes de comenzar a contestar. la tipo Likert de cinco y seis opciones de respuesta. Se informa de una adecuada fiabilidad de consistencia interna para la escala global (α = . 27. Proporciona una puntuación global sobre habilidades sociales. La media de respuesta de los ítems se sitúa . respectivamente (Santos-Iglesias et al. Tanaka y Huba.22) todas las correlaciones ítem-total corregidas superaron el valor . El método de rotación oblicua empleado ha sido Oblimin Direct.65 por lo que podemos suponer una adecuada variabilidad de puntuaciones. ya que para la distribución y el tamaño muestral de este estudio es más adecuado que el .70 y . si bien. si fuese necesaria.82). Browne y Cudeck (1993) consideran que valores entre . señalando aquellos que no entendían. Mediante el programa Factor 7. 2009). 2008). En el presente estudio la fiabilidad alcanzó el valor . 1984.74. 1996). 2005). nº 1 (enero) factorial exploratorio (AFE) en la submuestra 1. 2000). junto al original en inglés. Una mayor puntuación indica mayor ajuste. La fiabilidad de cada subescala se ha obtenido mediante el omega. 1989.Escala de Habilidades Sociales (Gismero.61 en las tres subescalas. 1996). La batería de instrumentos se aplicaba de forma individual o en pequeños grupos (en este caso la evaluación se hacía en un aula o sala). Ximénez y García. Resultados Análisis de ítems y análisis factorial exploratorio (AFE) Los resultados muestran que todas las opciones de respuesta son elegidas en todos los ítems.89. Browne y Cudeck. se ha empleado el Unweighted Least Squares (ULS) como método de extracción.3. La batería final se entregó a 20 personas de la población general quienes juzgaron nuevamente la comprensión de los ítems. vol.001) indicaron la idoneidad de los datos para realizar el análisis factorial. El siguiente paso consistió en calcular el porcentaje de acuerdo.20 Juan Carlos Sierra et al. Nuevamente se revisaron los ítems que contaban con un consenso inferior al 85%. Mayores puntuaciones indican más habilidades sociales. Análisis estadísticos Se empleó el SPSS 15.. Se entregaba a cada participante un cuadernillo con los cuestionarios y una hoja de respuestas. el Adjusted Goodness of Fit (AFGI) y el Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA.47 puntos por encima de la media teórica del cuestionario y las desviaciones típicas oscilan entre . Para el ratio (χ2 / gl) se consideran valores entre 1 y 3 índices de buen ajuste. Procedimiento En primer lugar. Excepto los ítems 3 (ritc = . En el presente estudio la fiabilidad de consistencia interna alcanzó un valor igual a . El tiempo medio para completar el cuadernillo fue de 30 minutos. Debido a que la distribución muestral no es normal. dicha traducción se entregó. Pese a que se observa que la eliminación de estos ítems no mejoraría el alfa global de la escala (. 2006) se realizó el análisis anales de psicología. Los índices considerados para evaluar el ajuste de los modelos han sido el ratio ji-cuadrado entre los grados de libertad (χ2 / gl). respectivamente. Compuesta por 33 ítems con un formato de respuesta tipo Likert desde 1 (No me identifico en absoluto) a 4 (Muy de acuerdo y me sentiría así o actuaría así en la mayoría de los casos). revisándose según las recomendaciones de los expertos aquellos ítems que no alcanzaron el 85% de acuerdo.83) e igual a . anónimo y confidencial de la investigación. A todos los participantes se les proporcionaban las mismas instrucciones. una redacción alternativa.73.80 y los indicadores de validez son adecuados. el Goodness of Fit Index (GFI.05 son considerados óptimos. El RMSEA es considerado el mejor indicador del ajuste global (Marsh. obteniéndose de esta forma la versión final del instrumento que aparece en el Anexo I. Jöreskog y Sörbom.05 y .96 y 1. El índice de adecuación muestral (KMO = . Balla y Hau. incidiendo en el carácter voluntario.63 para las tres subescalas. . 2011.81 para la escala global y .02 (Lorenzo-Seva y Ferrando. 1985). Se empleó el programa AMOS 7.30 (Nunnally y Bernstein. p < . un indicador menos sesgado que el alfa de Cronbach para escalas de respuesta categórica (Elosua y Zumbo. 1995). Eaton y Fava.0 para confirmar el análisis factorial (AFC) en la submuestra 2.0 para obtener algunas de las propiedades métricas de los ítems. 2007. quienes juzgaron la adecuación y comprensión de los ítems proponiendo. 35 .85) que explican un 48% de la varianza. 27.58 .24 .71 .81 SAS 15 2. pero independientes (modelo C).12 .001) y el de E-ETS (r = .37 .36 .82 SAS 3 2.55 . Ítems M SD ritc -i SAS 1 2.81 SAS 16 2.78 .70.884 . y así queda recogido en el path diagram de la solución factorial confirmada (véase la Figura 2).97 1.81 SAS 14 3. ya que ambos ítems cuentan con una redacción muy similar (ítem 5: “Le indico a mi pareja que me estimule los genitales con su boca cuando así lo deseo”.Modelo de tres factores relacionados (modelo B). . hay que tener en cuenta que el modelo B está más saturado que el C.76 h2 . quien finalmente posicione el modelo B como el que mejor ajusta de todos los contrastados.48 .81 SAS 10 2.Modelo unifactorial (modelo A) que contemplaría la asertividad sexual como un todo global. Según se observa. p < .11 .35 .49 .98 390. De hecho existe una elevada correlación entre este cuarto factor y el de Rechazo (r = . Asimismo. 2011.31 . De esta forma se obtienen tres factores con una adecuada fiabilidad: Inicio (ω = .74 .47 12. No obstante. pues ninguno de los índices empleados supera el umbral requerido. La unidimensionalidad (modelo A) de la escala queda rechazada.51 1. En la Tabla 3 se pueden observar los índices de ajuste de los tres modelos contrastados.40 .89 1. dos décimas por encima del modelo de factores independientes.Modelo de tres factores (al igual que el modelo B).80). la factorización encontrada por Morokoff et al. vol.81 SAS 8 2.65 .28 .20 .56 .57 1. Tres de ellos recogen al completo la factorización original y un cuarto parece ser un artefacto estadístico (Carmines y Zeller.77 14 2. ítem 2: “Le indico a mi pareja que me toque los genitales cuando así lo deseo”).52 .814 .00 2/df 4.52 .02 1.854 .36 . Ítems SAS 1 SAS 2 SAS 3 SAS 4 SAS 5 SAS 6 SAS 7 SAS 8 SAS 9 SAS 10 SAS 11 SAS 12 SAS 13 SAS 14 SAS 15 SAS 16 SAS17 SAS18 % varianza Eigenvalue Omega Inicio .80 SAS 17 2. el ratio 2/gl un estimador menos sesgado ante el número de saturaciones.37 1. El Análisis Paralelo (AP) establece cuatro factores.81 SAS 11 1.47 .80 SAS 18 2.80 1.49 .60 .22 .70 1. Marsh.64 ..39 .62 .55 .65 . Será.73 1.81 SAS 9 1.902 AGFI .35 .19 .064 .50 .82 SAS 4 2.29 .42 1.65 1.82 SAS 7 2. 13.82 Direct Quartimin empleado por Morokoff et al.57 1.51 .53 .43 . por tanto.42 .63 48 Nota. siendo sólo el AGFIb = .20 1.21 con el factor Inicio.79 2. a la espera de la confirmación. la cual según Carmines y Zeller (1979) reflejaría dicho artefacto estadístico. % varianza explicada. 10.96 .69. Rechazo (ω = .56 .63 df 134 131 134 p .80 .22 .75 .24 . eigenvalue y omega. 14 y 16). 2000). Modelos 1 factor (A) 3 factores relacionados (B) 3 factores (C) 2 642.71 .00 .47 .06 1.43 .36 .21 Propiedades psicométricas de la versión española de la Sexual Assertiveness Scale (SAS) Tabla 1: Media (M).57 9 1.884 inferior al requisito mínimo preestablecido. p < .47 .41 . 1996.43 . se ha covariado el error del ítem 5 con el del ítem 2 como han sugerido los índices de modificación. ya que es el único con un ratio 2/gl inferior a 3. Análisis factorial confirmatorio (AFC) Se han contrastado tres modelos distintos: .088 .48 .34 . (1997).51 1.53 .36 .067 anales de psicología.18 1. 1979.98 3. Desviación Típica (DT).911 .38 .38 Rechazo E-ETS .25 .001). De este modo se replica.78 1.22 .81 SAS 2 2.22 .36 .60 . Tabla 2: Matriz de componentes rotados.47 .00 . por lo que una mejora sustancial en el ajuste sería esperable.54 .20 GFI .38 .11 .875 RMSEA .34 . .Las cargas factoriales inferiores a .30 fueron eliminadas. comunalidades (h2).38 430. el modelo de tres factores relacionados (modelo B) ajusta mejor que el modelo de tres factores independientes (modelo C).53 .61 . (1997). en donde se pone a prueba el modelo original de Morokoff et al. (1997).81 SAS 5 2. ya que recoge la influencia de los ítems redactados negativamente del factor Rechazo y EETS (ítems 8.82 SAS 6 2. 11. el cual tiene una saturación estandarizada de . se ha repetido el análisis factorial preestableciendo el número de factores a tres (véase la Tabla 2). Morales.81 SAS 12 1.81 SAS 13 3.76) y E-ETS (ω = .80 Total 44.34 . nº 1 (enero) .85 25 4. Correlación ítemtotal corregida (ritc) y alfa de Cronbach si el ítem es eliminado ( -i). en donde se observan nuevamente algunos problemas con el ítem 5. Tabla 3: Índices de ajuste de los modelos contrastados. Por tanto.12 .32 .47 . se trataría del modelo encontrado a su vez en el AFE del presente estudio. 34 14.95 5.09 y . EAD y el total de la EHS. En la Tabla 4 se pueden observar las medias.16 y . Tabla 5: Correlaciones entre las subescalas del SAS y los factores del HISA.30 5.29** -.25 Edad SAS Inicio SAS Rechazo SAS E-ETS Media 14.40** . nº 1 (enero) 36-49 años (n = 120) DT 4.10 y -. ** p < . Desviación típica y rango de las subescalas del SAS en función del sexo y la edad Sexo Hombres (n = 366) Media DT rango Media SAS Inicio 14.23** .09** -.14** .48 4.11** -.16 4.50** .22 Juan Carlos Sierra et al. Por tanto. 27.43 Inicio e12 e11 e10 e9 e8 e7 SAS12 SAS11 SAS10 SAS9 SAS8 SAS7 . y de forma negativa con ASPA Agresión.82 e5 e6 SAS5 SAS6 .34** Rechazo . vol.20** .11** .86 17.16** .09* . Subescalas HISA Inicio HISA Ausencia timidez/Rechazo ASPA Aserción ASPA Agresión ASPA Sumisión ASPA Agresión pasiva EAD-13 Consenso EAD-13 Satisfacción EAD-13 Cohesión EHS * p < . pues su eliminación no mejoraría la capacidad psicométrica de su escala.64 rango 0-22 0-24 0-24 miento de sus correlaciones es similar a las de Inicio.76 . subescalas del EAD-13 y EHS (oscilando entre .77 .36 . 2011.59 10.49 12.57 . Todos los ítems tenían una ritc superior a . Tal como se puede apreciar en la Tabla 5.61 6.75 .92 SAS Rechazo 11.18** .11** .30).30 en su respectiva subescala y en ningún caso la eliminación de alguno de ellos supondría una mejora en la fiabilidad de la propia subescala.06 .27** -.48 5. Inicio .04 3-24 14.63 Rechazo . Por su parte.06 .18 6. EAD-13 Satisfacción y EHS (coeficientes entre .17** .27 SAS4 .02 .05.80 Embarazo-ETS .10** . aunque con valores mucho más moderados.64 . desviaciones típicas y rango de las diferentes subescalas en función del sexo y la edad.25** -.57 .90 rango 5-24 1-24 3-24 rango 0-24 0-24 0-24 Media 12.21 .07* .30** -.60 6.11** . la subescala Inicio presentó correlaciones positivas con las subescalas del HISA.13 SAS E-ETS 15.24 rango 0-24 0-24 0-24 Media 15.10** -. se ha decidido mantener los ítems 3 y 5 -que estaban pendientes de revisión-.50) y negativas con las subescalas Agresión.93 Validez concurrente Se comprobó la validez concurrente mediante correlaciones de Pearson entre las subescalas del SAS y las de los otros autoinformes empleados.62 .24 0-24 15.16** . Sumisión y Agresión pasiva del ASPA (entre -.16** .13 .67 .72 .38 . Una vez confirmada la estructura factorial.24 .04 Mujeres (n = 425) DT 4.00 50-71 años (n = 51) DT 4.78 13.77 .27). la subescala Rechazo correlaciona de manera positiva con Ausencia de timidez/Rechazo del HISA.40 18-35 años (n = 620) DT 4.14** E-ETS . ASPA Sumisión y ASPA Agresión pasiva (entre . se revisaron las propiedades métricas de cada escala.28** -.39 0-24 18.80 5.02 15. Tabla 4: Media.33** -.01. . ASPA.69 SAS18 SAS17 SAS16 SAS15 SAS14 SAS13 e18 e17 e16 e15 e14 e13 Figura 2: Path Diagram del SAS con tres factores relacionados.46 e1 e2 e3 SAS1 SAS2 e4 SAS3 .49 5.63 5.29).09 y -. En cuanto a la subescala E-ETS el comporta- anales de psicología. ASPA Aserción. ASPA Aserción. . Bakker-Rabdan. Gómez. 1982. de forma que el modelo de tres factores (Inicio. Spiegel. Jemmott y Jemmott. 1993. 2008). 2008. 2008). Jenkins. no obstante. En definitiva. (1997). con una dimensionalidad que replica el contenido teórico y unos indicadores de consistencia interna así como de validez concurrente adecuados. Mosack et al. 2007. 2000. Esta relación es más baja en el caso de la subescala Rechazo donde posiblemente exista una gran influencia de los estereotipos de género (Kiefer. 2002... los cuales se ven influenciados por otras muchas variables. Al igual que en Morokoff et al. Se trata además de un cuestionario fiable. la media de las puntuaciones de los ítems del cuestionario es muy similar a la media teórica. similares a los descritos por Morokoff et al. 2004). Por otro lado. ya que los ítems redactados negativamente de las subescalas Rechazo y E-ETS saturaban en su correspondiente subescala y. Resulta de suma importancia contar con instrumentos válidos y fiables para evaluar componentes de la salud sexual. la autoeficacia (O´Leary. Bakker y Martin. Morokoff y Harlow.76). Esta estructura ha sido confirmada mediante análisis factorial confirmatorio. 1991. Los resultados apuntan en la dirección de lo observado por otros autores (Apt y Hurlbert. las tres subescalas del SAS han correlacionado de forma positiva con ASPA Aserción. tomando además las decisiones de forma más consensuada (Epstein... 2006) y presiones sociales (Walker. 1997) que eclipsen el efecto de las habilidades sociales. 2006. Yoder et al. ha sido el que mejor ha ajustado de entre los que se han sometido a prueba. calcular la invarianza factorial de hombres y mujeres. Rechazo y E-ETS) relacionados entre sí. Morokoff y Redding. respectivamente. SAS Inicio ha correlacionado de forma elevada con HISA Inicio y de forma moderada con HISA Ausencia de timidez/Rechazo. Rodríguez y Dafonte. Greene y Faulkner. 2009. 2002) o el consumo de alcohol (Antón Ruiz y Espada. sólo los ítems 3 y 5 tienen una correlación ítem-total corregida inferior a . Testa et al. Estas escalas pueden emplearse por separado para evaluar funcionamiento sexual. El AFE ha mostrado un artefacto estadístico. es necesario reseñar que los datos encontrados difícilmente podrían enmarcarse como conclusiones definitivas. 2005. Noar. ASPA Sumisión y ASPA Agresión pasiva. Las bajas correlaciones de la subescala E-ETS pudieran estar indicando la ausencia de un contenido homólogo en el HISA. Por último. entre las subescalas del EAD-13 y las subescalas Inicio y E-ETS del SAS. Kalinka e Ybarra. Stoner et al. Quina et al. 2011. Kiefer e Ybarra. Gutiérrez-Quintanilla. como la autoestima (Boden y Horwood.30. Parece por tanto confirmarse una relación lógica y esperada entre las subescalas del SAS y del HISA. Sánchez. como por ejemplo la asertividad sexual (Sierra.85). En cuanto a las correlaciones del SAS con el HISA.. Testa et al.. Quina et al. 1981. lo que confirmaría que las personas con mayor asertividad sexual están más satisfechas y cohesionadas en su relación de pareja.80) y Rechazo (ω = . Rechazo y Embarazo-ETS. Santos. 2002. entre otras. 27. victimización sexual y uso de métodos anticonceptivos y prevención de ETS. pese a que los resultados parecen indicar una buena bondad psicométrica del SAS en hombres y mujeres españoles. Stoner et al. aunque los coeficientes de correlación obtenidos son más bien bajos. También parece ser que las habilidades sociales solo explican una pequeña parte del uso de métodos anticonceptivos. en un cuarto factor que recoge la connotación negativa de la redacción. no encontrándose en ningún caso ítems alusivos a un estilo de comunicación agresivo. 1985). la cual ha explicado un 48% de la varianza. Salazar et al. Las propiedades psicométricas de los ítems son adecuadas. aunque bajas. Noar. SAS Rechazo mantiene una correlación baja. No obstante. 2008. 1997. por lo que mayor puntuación indica mayor asertividad sexual. como se esperaba. seguida por Inicio (ω = . (1997). El cuestionario se muestra estable en dos países con culturas diferentes. Debemos señalar que las puntuaciones del HISA y del SAS han sido transformadas en sentido positivo. Livingston et al. En cuanto a las correlaciones con el ASPA. poniéndose de manifiesto la relación entre las habilidades sociales y la capacidad percibida para iniciar una relación sexual (Hammond y Oei. Morokoff et al. además. A nivel general se han obtenido unos indicadores adecuados. pues ambos refuerzan las propiedades psicométricas de su correspondiente escala. Sanchez. se han observado correlaciones en el sentido esperado..Propiedades psicométricas de la versión española de la Sexual Assertiveness Scale (SAS) Discusión En este estudio se han revisado las propiedades psicométricas de la SAS en una muestra de hombres y mujeres españoles. lo mismo que ocurre 23 con la subescala SAS E-ETS. 2006). se ha descartado su eliminación. 2007. se puede concluir que la adaptación española de la SAS representa la asertividad sexual tal como la definieron Morokoff et al. Una vez aclarado este problema. Hurlbert. 2007). y de forma negativa con ASPA Agresión. Otros estudios con objetivos más ambiciosos serían interesantes. nº 1 (enero) . siendo sus desviaciones típicas cercanas a 1. 2009.. con HISA Ausencia timidez/Rechazo. (1997). La fiabilidad de las subescalas es adecuada. con el objetivo de replicar la equivalencia de anales de psicología. aunque positiva como se esperaba. y Maeso. En este estudio se han adaptado y validado las tres dimensiones de la asertividad sexual: Inicio. el riesgo percibido (Lameiras. las habilidades sociales generales correlacionan con SAS Inicio de forma moderada. ha replicado la estructura factorial hallada por Morokoff et al. (1997). la extracción preestableciendo el número de factores a tres y empleando la rotación Oblimin Direct.. Smolen. por ejemplo. encontrándose coeficientes para cada una de ellas muy similares a los hallados en otros estudios (Jacobs y Thomlison. vol. 2008). Tal como recomiendan Carretero-Dios y Pérez (2005). 2000. Las bajas correlaciones con Agresión podrían explicarse por el hecho de que el SAS tiene ítems redactados de forma positiva (comunicación asertiva) y de forma negativa (comunicación pasiva). 2007). En el análisis de la validez concurrente se han confirmado la mayor parte de las hipótesis de partida. 2005. la subescala con mayor índice de fiabilidad ha sido E-ETS (ω = . 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Esta escala está diseñada para evaluar algunos aspectos de las relaciones sexuales con su pareja. estimulo sus genitales con mi boca. nº 1 (enero) A veces La mitad de las veces Casi siempre Siempre 1. incluso cuando no me apetece 9. tengo relaciones sexuales sin condón o barrera de látex. Por favor responda a cada afirmación de forma honesta y precisa. tengo relaciones sexuales sin condón o barrera de látex 17. vol. espero a que me toque los genitales 4*. Me niego a tener relaciones sexuales si mi pareja no quiere utilizar condón o barrera de látex * Ítems inversos. Cuando tengo relaciones sexuales con mi pareja me aseguro de utilizar condón o barrera de látex 16*. Inicio las relaciones sexuales con mi pareja cuando lo deseo 2. incluso aunque yo prefiera utilizarlos 14*. En vez de indicarle lo que quiero a mi pareja. seleccionando un número de los que siguen. aproximadamente) 2 = La mitad de las veces (en un 50% de las ocasiones. Si he dicho que no. Tengo relaciones sexuales si mi pareja lo desea. no dejo que mi pareja me toque los genitales aunque me presione 12.26 Juan Carlos Sierra et al. incluso si ya le he dicho que no 8*. aproximadamente) 4 = Siempre 0 0 0 0 0 1 1 1 1 1 2 2 2 2 2 3 3 3 3 3 4 4 4 4 4 0 1 2 3 4 0 0 0 0 0 0 1 1 1 1 1 1 2 2 2 2 2 2 3 3 3 3 3 3 4 4 4 4 4 4 0 1 2 3 4 0 1 2 3 4 0 1 2 3 4 0 1 2 3 4 0 1 2 3 4 0 1 2 3 4 . Si mi pareja me presiona. incluso cuando no me apetece 11. como por ejemplo acariciar mi cuerpo 7*. aproximadamente) 3 = Casi siempre (en un 75% de las ocasiones. Si mi pareja así lo desea. Si mi pareja lo desea. espero a que acaricie mi cuerpo 5. Me niego a tener sexo si no me apetece. incluso aunque mi pareja prefiera no usarlos 18. 2011. incluso cuando insiste 10*. Insisto en usar condón o barrera de látex cuando quiero. cedo y le beso. Si a mi pareja no le gusta usarlos. incluso aunque yo no quiera 15.