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El perdón es un constructo que ha sido objeto de análisis filosóficos y teológicos desde la Antigüedad. En el libro Ética a Nicómaco, Aristóteles se pronuncia sobre el perdón como una manifestación de la vida virtuosa (Aristóteles, 1985), y durante la patrística y la escolástica, el perdón fue tomado como eje nuclear dentro del cuerpo teórico del cristianismo (Dawson, 2006). De hecho, el perdón es la base de la salvación y responde a la naturaleza imperfecta de la persona humana. Por ello, Dios siempre perdona al hombre y le invita a la reconciliación (Sánchez, 2011). Etimológicamente, la palabra perdón deriva del latín "per-donare" que significa "don", "donar" o "donación"; mientras que en inglés "for-given", significa "dar por pagado" (Villegas, 2017).
Desde la psicología, Piaget (1987) abordó el perdón en relación con el juicio moral, pero, a pesar de ello, puede decirse que la psicología le ha prestado poca atención al perdón por ubicarse tradicionalmente más en el terreno de la filosofía y la teología. Sin embargo, con el advenimiento de la Psicología Positiva (Seligman & Csikszentmihalyi, 2000), las virtudes y las fortalezas humanas han sido el eje de múltiples investigaciones, que han volcado su atención sobre el perdón. El perdón puede ser concebido así, como una fortaleza o rasgo del carácter que forma parte del objeto de estudio de la Psicología Positiva (Park et al., 2006). Asimismo, Michael McCullough es uno de los autores que más se ha dedicado a la investigación del perdón (McCullough & Witvliet, 2002), al que define como un constructo motivacional que implica cambios internos en la persona que se orientan hacia la prosocialidad (McCullough, 2000). Precisamente, el perdón se ha relacionado positivamente con la gratitud, la felicidad (Safaria, 2014), la humildad (Sapmaz et al., 2016), el buen humor ( Hampes, 2016), el bienestar subjetivo (McCullough et al., 2001), la empatía (Fehr et al., 2010; Kimmes & Durtschi, 2016), la conducta prosocial (McCullough, 2000), la esperanza (Enright & Fitzgibbons, 2015) y la satisfacción con la vida (Muñoz et al., 2003). También se ha relacionado negativamente con la depresión (Brown, 2003), la rumiación (McCullough et al., 2001), la cólera (Stoia-Carballo et al., 2008), la reactividad cardiovascular (Friedberg et al., 2007), la venganza y el resentimiento (McCullough, 2008).
En línea con lo anteriormente comentado, Enright y Fitzgibbons (2015) definen el perdón como la reducción de sentimientos negativos y el incremento de emociones positivas. Por ello, tiene importantes implicancias clínicas (Worthington & Wade, 1999), pues se ha visto que promueve la salud, la calidad de vida y la longevidad (Toussaint et al., 2012). También se han realizado intervenciones psicoterapéuticas basadas en el perdón, en diferentes contextos de aplicación con resultados favorables para las personas que tienen una mayor disposición para perdonar (Coyle & Enright, 1997; Hebl & Enright, 1993; Seligman et al., 2005; Worthington, 2006). Pero debe quedar claro que, en ese sentido, el perdón no supone condonar una "deuda moral", ni excluye la reclamación de justicia, como tampoco implica necesariamente la reconciliación; sino que es, más bien, un cambio interno que favorece la liberación, la sanación y la reestructuración intrapsíquica a través del abandono voluntario del resentimiento (Casullo, 2005). De este modo, perdonar no es justificar, ni olvidar, ni es signo de debilidad, superioridad o una obligación; sino más bien, supone renunciar a la cólera, la venganza, el resentimiento, el dolor, la culpa y el sufrimiento (Villegas, 2017).
A la par de este cúmulo de hallazgos sobre el perdón, se han formulado modelos teóricos que lo explican, y que aluden a dimensiones intrapersonales e interpersonales, de emocionalidad positiva y negativa, enfoques orientados a la búsqueda de perdón o al otorgamiento de perdón, y estructuras conceptuales que describen al perdón sobre la base de factores disposicionales y contextuales (Ballester et al., 2009; McCullough, 2001; Sells & Hargrave, 1998). De ahí que se haga también la distinción entre diferentes formas de perdón, como el perdón disposicional (Thompson et al., 2005), el perdón consigo mismo (Casullo, 2005), el perdón interpersonal (Beltrán et al., 2015; McCullough & Worhington, 1994), el perdón ante situaciones (Maganto & Garaigordobil, 2010), el perdón episódico (Paleari et al., 2009) y el perdón diádico (Hargrave & Sells, 1997); dentro del cual se puede incluir el perdón hacia la pareja (McCullough et al., 1997). En ese sentido, el perdón hacia la pareja representa una forma particular de perdón en tanto que los componentes afectivos que constituyen la vida de pareja emanan de una relación amorosa (Aalgaard et al., 2016).
En la pareja, el perdón puede entenderse como una forma de comunicación constructiva (Fincham & Beach, 2002) orientada hacia la solución de conflictos (Fincham et al., 2004), ya que en la historia de vida de la pareja existen múltiples situaciones de mutua afectación, que requieren del perdón para restaurar la relación y aprender a relacionarse de forma armoniosa. Pero ello no quiere decir que en la relación de pareja se pueda o se deba perdonar todo, sino que ello dependerá de las pautas de negociación de cada pareja y el establecimiento de límites y roles en cada caso (Delgado, 2016; Paleari et al., 2009). El perdón en la pareja, entonces, se da necesariamente en un contexto relacional, que depende tanto de las características individuales de cada miembro, como de la dinámica relacional que han forjado (Guzmán et al., 2013).
Una de las transgresiones más comunes en la vida de pareja es la infidelidad, que puede o no implicar el perdón (Finkel et al., 2002; Gordon, 2003). Diversos estudios sugieren que las mujeres tienden a perdonar más que los varones y a acumular menos sentimientos de venganza y resentimiento (Brown, 2003; Maganto & Garaigordobil, 2010), pero estas diferencias están mediadas por factores culturales (Bagnulo et al., 2009; Neto et al., 2013). Sin embargo, entre las variables que se han estudiado como predictores del perdón en la pareja, se tienen los rasgos de personalidad (McCullough, 2000), la empatía y el apego (Kimmes & Durtschi, 2016), de modo que las personas con mayor nivel de empatía o que tienen un apego adulto seguro poseen mayor capacidad de perdonar en general, y en particular, a sus parejas (Guzmán et al., 2015). Asimismo, el perdón se ha asociado con la satisfacción marital, aunque la información no es concluyente, puesto que el género interviene como una variable diferencial (Gordon & Baucom, 1998). De este modo, estudios sobre el perdón y la satisfacción marital y el perdón señalan que, mientras en las mujeres la evitación o distanciamiento de su pareja disminuye su satisfacción marital, en los varones, la venganza de sus parejas tiene un efecto negativo en dicha variable (Guzmán et al., 2013). Ello ha derivado en diversas formas de intervención en la pareja para tratar de restablecer sus relaciones amorosas a través del perdón (Gordon et al., 2005; Makinen & Johnson, 2006), ya que el perdón conlleva a un mayor bienestar, menos problemas de salud física y mental, y favorece el crecimiento personal (Casarjian, 2013).
Otra forma de transgresión frecuente en las relaciones de pareja se relaciona con la violencia conyugal o intrafamiliar. De ahí que la violencia de género es muchas veces una causa de ruptura en la pareja, que supone que la víctima perdone a su agresor (Mora-Pelegrín et al., 2017) para reparar las heridas afectivas ocasionas (Rodríguez et al., 2021). En estos casos, el resentimiento puede generar sentimientos de venganza y/o evitación que comprometen la salud mental de la persona agraviada (Neto et al., 2007), y se ha comprobado que el resentimiento se correlaciona negativamente con el perdón, en el contexto de relaciones de pareja (Rosales-Sarabia et al., 2017). Muchas veces las transgresiones derivan en separaciones o divorcio, que también requieren del perdón para restablecer la confianza en sí mismo, y evitar que la ruptura impacte negativamente en los hijos, si los hubiere (Yárnoz-Yaben & Comino, 2012). Precisamente, diversos estudios han reportado que las rupturas conflictivas en la pareja se asocian con la baja autoestima en los hijos (Costa et al., 2020), y que la falta de perdón hacia la expareja también predice la presencia de problemas internalizantes en los hijos (Yárnoz-Yaben & Comino, 2012).
Ahora bien, todos estos desarrollos teóricos han animado el diseño y validación de varios instrumentos relacionados con la evaluación del perdón, dentro de los que se puede mencionar el Transgressions-Related Interpersonal Motivations Inventory(TRIM-18) de McCullough et al. (1998) que consta de 18 ítems y tres factores (Venganza, Evitación y Benevolencia); el Interpersonal Resolution Scale de Hargrave y Sells (1997), basado en teorías diádicas del perdón; la Escala de Capacidad de Perdonar de Thompson et al. (2005) que consta de tres factores y se basa en la teoría disposicional del perdón; el Marital Offense-Specific Forgiveness Scale de Paleari et al. (2009), que consta de 9 ítems y se basa en el modelo de perdón episódico; la Forgiveness Likelihood Scale de Rye et al. (2001), que consta de 10 ítems y posee una estructura unidimensional; y el Willingness to Forgive Scale de Hebl y Enright (1993) que consta de 15 ítems. En idioma español también se han diseñado y validado varios instrumentos para evaluar el perdón, tales como el Cuestionario de Adaptación al Divorcio-Separación (Yárnoz-Yaben & Comino, 2012), con cuatro factores e índices de confiabilidad adecuados, y la Escala de Actitud para Perdonar (Mora-Pelegrín et al., 2017) de 25 ítems y dos factores con índices de confiabilidad superiores a .80. Ambos instrumentos han sido creados en España.
En América Latina el estudio del perdón ha tenido mayores avances en países como Colombia, donde se ha investigado el perdón en el contexto del conflicto armado (Cortés et al., 2016; Martínez & Parra, 2019), y Argentina, donde María Martina Casullo ha introducido la Psicología Positiva, focalizándose en el perdón (Casullo, 2005, 2007), al encontrar que se relaciona positivamente con la religiosidad y negativamente con sintomatología psicopatológica (Casullo et al., 2005). Pero, además, ha realizado estudios sobre las propiedades psicométricas de la Escala de Capacidad de Perdonar en población argentina (Casullo & Fernández, 2005). En este país, Mengui et al. (2017) también han adaptado la Escala de Probabilidad de Perdón en población adolescente. Asimismo, en México se ha explorado el perdón a través de diversos estudios psicométricos (Rosales-Sarabia et al., 2016; Rosales-Sarabia et al., 2017); e incluso se ha creado la Escala del Perdón en las Relaciones de Pareja, con 32 ítems y cinco factores que poseen índices de consistencia interna óptimos (Rosales-Sarabia et al., 2018). Mientras que en Chile se han reportado las propiedades psicométricas del Transgressions-Related Interpersonal Motivations Inventory (TRIM-18) en 946 personas, dando cuenta de su estructura factorial de tres factores con índices de consistencia interna aceptables para cada una de ellas (Guzmán et al., 2014).
En el Perú, se ha abordado el perdón a través de análisis históricos o literarios (Rosas, 2008) y se han publicado artículos teóricos sobre el perdón (Flores, 2009, 2012), pero se ha realizado escasa investigación empírica, debido a la carencia de instrumentos psicológicos debidamente validados que permitan la medición de este constructo. Sin embargo, en Lima, con una muestra de 203 estudiantes universitarios, se brindó evidencias de las propiedades psicométricas del Cuestionario de Perdón en el Divorcio-Separación, reportándose que el perdón en situación de divorcio se correlaciona positiva y significativamente con la capacidad de perdonar, la esperanza, el optimismo y la felicidad (Castilla-Cabello et al., 2017). También con una muestra de estudiantes universitarios de Lima, Aranda et al. (2014) construyeron y validaron la Escala de Perdón VAPPER 490, reportando una estructura de tres factores mediante análisis factorial exploratorio, con correlaciones interfactoriales positivas e índices de confiabilidad superiores a .88. Más recientemente, Caycho-Rodríguez et al. (2018) publicaron un estudio en el que se reportan las propiedades psicométricas de la Escala de Probabilidad de Perdón en 499 estudiantes universitarios de la ciudad de Trujillo, con adecuados índices de validez y confiabilidad.
En la ciudad de Arequipa, empero, segunda ciudad más importante del Perú, no existen estudios psicométricos sobre pruebas psicológicas que midan el perdón, por lo que este es un constructo poco estudiado. Ante la carencia de instrumentos de medida del perdón, surge la necesidad de analizar las propiedades psicométricas de la Escala del Perdón en las Relaciones de Pareja, pues en esta ciudad se han reportado índices preocupantes de violencia de pareja (Arias et al., 2017; Castro & Rivera, 2015; Castro et al., 2017) e infidelidad (Apaza & Roberts, 2006; Arenas & Cárdenas, 2009).
La Escala del Perdón en las Relaciones de Pareja fue diseñada y validada por Rosales-Sarabia en México como parte de su tesis doctoral el 2013, pero que fue modificada por Rosales-Sarabia et al. (2016). Esta prueba se aplica a personas adultas, pudiendo ser resuelta de forma individual y colectiva con un tiempo de 10 minutos aproximadamente. La escala constaba originalmente de 15 ítems distribuidos en dos factores con cinco alternativas de respuesta, con adecuados niveles de validez y confiabilidad. Estos dos factores son: perdón genuino y resentimiento, que explican el 49.56% de la varianza total de la prueba. La estructura interna se obtuvo mediante análisis factorial exploratorio, y la confiabilidad, mediante el método de consistencia interna con la prueba alfa de Cronbach, que alcanzó índices superiores a .70.
Un análisis psicométrico de este instrumento, realizado poco tiempo después (Rosales-Sarabia et al., 2017), reportó que la Escala del Perdón en las Relaciones de Pareja mantiene sus dos factores, que explicaron el 54.34% de la varianza total, pero el ítem 9 tuvo que ser eliminado. Se aplicó para ello un análisis factorial exploratorio con rotación ortogonal, y la confiabilidad, obtenida con la prueba alfa de Cronbach, obtuvo un índice de .76 y .76 para cada uno de sus dos factores.
Sin embargo, un reporte psicométrico aún más reciente (Rosales-Sarabia et al., 2018), señala que la prueba ha sido modificada de manera sustancial, pues consta de 32 ítems, distribuidos en cinco factores con adecuados niveles de validez y confiabilidad. El primer factor se denomina Afecto positivo y se caracteriza por la emocionalidad placentera hacia la pareja, a pesar de su comportamiento transgresivo. Este factor tiene un índice de confiabilidad de .92 calculado con la prueba Alfa de Cronbach. El segundo factor se denomina Benevolencia y denota la preocupación por el bienestar de la pareja a pesar de su comportamiento transgresivo, y tiene un índice de confiabilidad de .92. El tercer factor se denomina Cognición positiva y se caracteriza por patrones de pensamiento positivos acerca de la pareja y se le desea el bienestar a largo plazo a pesar de su comportamiento transgresivo. Para este factor se obtuvo un índice de confiabilidad de .87. El cuarto factor, denominado Compasión, se refiere a la percepción y comprensión del sufrimiento de la pareja debido a su falta y el deseo de aliviar, reducir o eliminar tal sufrimiento a pesar de haber sido lastimado en el pasado. Se obtuvo un índice de confiabilidad de .79 para este factor. Finalmente, el quinto factor, denominado Comportamiento positivo, alude a manifestaciones conductuales prosociales hacia la pareja a pesar de su previo comportamiento transgresivo, y obtuvo un índice de confiabilidad de .83 calculado con la prueba alfa de Cronbach.
En función de lo anteriormente comentado, el presente estudio tiene tres objetivos: 1) analizar la estructura interna de la Escala del Perdón en las Relaciones de Pareja (Rosales-Sarabia et al., 2018) mediante el análisis factorial confirmatorio, 2) estimar la confiabilidad de los factores resultantes, y 3) obtener los baremos de calificación. El estudio fue aplicado a una muestra de mujeres de la ciudad de Arequipa. Cabe señalar que el hecho de que la prueba haya sido aplicada solo a mujeres se debe a que este trabajo corresponde a una investigación mayor que tiene por finalidad valorar las variables asociadas a la violencia contra la mujer en Arequipa.
MÉTODO
El presente estudio es de tipo instrumental (Ato et al., 2013), puesto que se analizan las propiedades psicométricas de una prueba psicológica.
Participantes
La muestra estuvo conformada por 1977 mujeres de entre 18 y 45 años, procedentes de cuatro distritos de la ciudad de Arequipa: 486 (24.6%) del distrito de Tiabaya, 491 (24.8%) del distrito de Yura, 500 (25.3%) del distrito de Sachaca y 500 (25.3%) del distrito de Cerro Colorado. Todas mantenían relaciones de pareja, de modo que el estado civil del 0.3% era soltera, el 32.8% eran casadas, el 66.4% eran convivientes y el 0.6% eran divorciadas. En cuanto al tipo de familia, el 82.4% tenían familias nucleares, el 12.7% tenían familias extensas, el 4.5% reconstruidas y el 0.4% monoparentales. Con respecto a su grado de instrucción, el 7.2% tenían estudios primarios, el 56.2% tenían estudios secundarios, el 20.6% tenían estudios técnicos y el 15.8% tenían estudios universitarios. El tipo de muestreo que se aplicó fue no probabilístico mediante la técnica de muestro por cuotas (Hernández et al., 2010). Los criterios de inclusión fueron: 1) ser mayores de edad, 2) radicar en la ciudad de Arequipa, 3) aceptar participar en el estudio y firmar el consentimiento informado, y 4) contestar todos los instrumentos de forma completa.
Medidas
Ficha de datos sociodemográficos
Para completar información sobre la edad, el distrito de residencia, el estado civil, el tipo de familia en que vive y el grado de instrucción.
Escala del Perdón en las Relaciones de Pareja
Validada por Rosales-Sarabia et al. (2018), consta de 32 ítems distribuidos en cinco factores. La escala se aplica a personas adultas, pudiendo ser resuelta de forma individual y colectiva con un tiempo aproximado de 10 minutos. Cuenta con una escala de respuesta tipo Likert con cinco alternativas de respuesta que van desde 1 (extremadamente en desacuerdo) a 5 (extremadamente de acuerdo). Estos factores se obtuvieron mediante análisis factorial exploratorio con el método de extracción de ejes principales y rotación oblicua Promax. Los factores son: Afecto positivo (α = .92), Benevolencia (α = .92), Cognición positiva (α = .87), Compasión (α = .79) y Comportamiento positivo (α = .83).
Procedimiento
Las evaluaciones se realizaron con el apoyo de colaboradores, quienes se encargaron de aplicar el instrumento, para lo cual recibieron el debido entrenamiento de parte de los autores del estudio. Las pruebas se aplicaron en el horario de la mañana en puntos estratégicos en cada uno de los distritos, tales como plazas, municipalidades y supermercados. Las mujeres evaluadas fueron abordadas y se les explicó los fines del estudio a quienes estuvieron dispuestas a completar los instrumentos y a firmar el consentimiento informado. El estudio fue aprobado por el comité de ética de la Universidad Tecnológica del Perú (filial Arequipa) y el recojo de la información se realizó entre los meses de setiembre y diciembre del 2019.
Análisis de datos
En primer lugar, se calculó la media, desviación estándar, asimetría, curtosis y la correlación ítem-test. En ese sentido, los valores de asimetría permitidos consideran que los valores dentro del umbral±1.5 indican una tendencia hacia la normalidad (George & Mallery, 2001). Asimismo, las correlaciones ítem-test deben presentar coeficientes superiores a .20 como criterio mínimo de homogeneidad de la prueba (Kline, 1995). En segundo lugar, se realizó el análisis factorial confirmatorio (AFC) con el programa estadístico AMOS versión 23 (Arbuckle, 2014), empleando un método de máxima verosimilitud (ML) para la extracción de factores (Lara, 2014). Se verificó el modelo a través de las medidas de bondad de ajuste. Para ello se utilizó el criterio 2/df < 2 o 2/ df < 5 como medida de ajuste (Schumacker & Lomax, 2004); el Índice de Bondad de Ajuste (GFI) y el Índice de Ajuste Comparativo (CFI); Índice de ajuste normalizado (NFI); Índice de Tucker-Lewis (TLI), cuyos valores superiores a .90 indican buen ajuste (Byrne, 1994), el error cuadrático medio de aproximación (RMSEA) y la raíz del residuo cuadrático promedio (SRMR), donde los valores de hasta .08 indican un ajuste razonable (Kline, 2005). Asimismo, se estimó la confiabilidad de las variables latentes, utilizando una corrección del coeficiente Omega (ω) por la presencia de errores correlacionados (Ventura-León & Caycho-Rodríguez, 2017). Finalmente, se elaboraron los baremos para cada una de las dimensiones resultantes del instrumento a través del cálculo de percentiles, con la finalidad de facilitar su calificación en una escala de tipo ordinal, para poder ser usadas en contextos de evaluación psicológica (Livia & Ortiz, 2014).
RESULTADOS
Se realizó el análisis descriptivo de los ítems (Tabla 1), donde se encontraron medias aritméticas que van desde 1.09 (ítem 14) hasta 3.85 (ítem 12). Los estadísticos descriptivos muestran que los ítems no presentan valores elevados de asimetría, considerando que los valores dentro del umbral±1.5 indican variaciones leves dentro de la normalidad estadística (George & Mallery, 2001). Al analizar las correlaciones ítem-test, estas presentaron coeficientes superiores a 0.2 (Kline, 1995), dentro de un rango de .66 para el ítem 1 y .75 para el ítem 31. Ello sugiere que todos los ítems evalúan el mismo constructo.
Tabla 1 Análisis de los ítems de la Escala del Perdón en las Relaciones de Pareja (n = 1977)
| Ítems | M | DE | g1 | g2 | r ítem-test |
|---|---|---|---|---|---|
| Ítem 1 | 3.27 | 1.27 | -0.52 | -0.98 | .66 ** |
| Ítem 2 | 3.15 | 1.33 | -0.39 | -1.19 | .66 ** |
| Ítem 3 | 3.33 | 1.27 | -0.46 | -1.02 | .69 ** |
| Ítem 4 | 3.47 | 1.31 | -0.60 | -0.89 | .71 ** |
| Ítem 5 | 3.46 | 1.28 | -0.62 | -0.82 | .72 ** |
| Ítem 6 | 3.49 | 1.21 | -0.76 | -0.49 | .73 ** |
| Ítem 7 | 3.41 | 1.23 | -0.67 | -0.68 | .72 ** |
| Ítem 8 | 3.37 | 1.27 | -0.63 | -0.82 | .72 ** |
| Ítem 9 | 3.29 | 1.26 | -0.50 | -0.93 | .70 ** |
| Ítem 10 | 3.61 | 1.19 | -0.83 | -0.30 | .71 ** |
| Ítem 11 | 3.83 | 1.10 | -1.12 | 0.57 | .69 ** |
| Ítem 12 | 3.85 | 1.23 | -0.95 | -0.20 | .64 ** |
| Ítem 13 | 3.85 | 1.11 | -1.10 | 0.50 | .68 ** |
| Ítem 14 | 3.77 | 1.09 | -1.04 | 0.41 | .67 ** |
| Ítem 15 | 3.78 | 1.06 | -1.09 | 0.61 | .65 ** |
| Ítem 16 | 3.58 | 1.17 | -0.77 | -0.39 | .65 ** |
| Ítem 17 | 3.76 | 1.10 | -1.03 | 0.35 | .63 ** |
| Ítem 18 | 3.73 | 1.21 | -0.81 | -0.40 | .62 ** |
| Ítem 19 | 3.50 | 1.24 | -0.75 | -0.53 | .65 ** |
| Ítem 20 | 3.62 | 1.30 | -0.78 | -0.57 | .62 ** |
| Ítem 21 | 3.77 | 1.15 | -0.97 | 0.09 | .63 ** |
| Ítem 22 | 3.62 | 1.17 | -0.86 | -0.18 | .70 ** |
| Ítem 23 | 3.55 | 1.22 | -0.78 | -0.45 | .66 ** |
| Ítem 24 | 3.30 | 1.29 | -0.36 | -1.04 | .61 ** |
| Ítem 25 | 3.32 | 1.29 | -0.38 | -1.03 | .65 ** |
| Ítem 26 | 3.27 | 1.31 | -0.26 | -1.20 | .60 ** |
| Ítem 27 | 3.38 | 1.30 | -0.37 | -1.11 | .60 ** |
| Ítem 28 | 3.37 | 1.26 | -0.39 | -1.05 | .63 ** |
| Ítem 29 | 3.60 | 1.19 | -0.73 | -0.48 | .65 ** |
| Ítem 30 | 3.73 | 1.11 | -0.99 | 0.25 | .73 ** |
| Ítem 31 | 3.73 | 1.14 | -0.99 | 0.20 | .75 ** |
| Ítem 32 | 3.78 | 1.14 | -1.07 | 0.40 | .74 ** |
Las cargas factoriales estandarizadas (λ) de los ítems del modelo de la Escala del Perdón en las Relaciones de Pareja son significativas y en la dirección esperada, con λ promedio = de .76 (λ promedio ˃ .40) lo cual es aceptable (Cupani, 2012). La Figura 1, muestra las cargas factoriales estandarizadas y los residuos de los ítems del modelo original.
La Escala del Perdón en las Relaciones de Pareja, en la que se probó la estructura multidimensional de los 32 ítems, explicaban cinco factores de acuerdo con el modelo original (Rosales-Sarabia et al., 2018). Los resultados del AFC reportaron adecuados índices de ajuste para el modelo original en la mayoría de los criterios, SB2(444)= 4113.8, SB2/gl= 9.26, CFI= .918, GFI= .881, TLI= .908, NFI= .909, SRMR= .079, RMSEA= .065 (IC90%: .063 - .066), y un valor menor de AIC = 72.99 (ver Tabla 2).
Tabla 2 Índices de bondad de ajuste de la Escala del Perdón en las Relaciones de Pareja (n = 1977)
| Modelo | X 2 | gl | X 2 /gl | CFI | GFI | TLI | NFI | SRMR | RMSEA | [IC 90%] |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Modelo original | 4113.8** | 444 | 9.26 | .918 | .881 | .908 | .909 | .079 | .065 | [.063, .066] |
El resultado del análisis de consistencia interna muestra valores altos (ω > .70), para el factor Afecto positivo (ω = .93), Benevolencia (ω = .89), Cognición positiva (ω = .88), Compasión (ω = .89) y Comportamiento positivo (ω = .88). También se obtuvieron valores de asimetría (g1 < 1.50) que indican desviaciones no significativas de la normalidad, por lo que se usó a la media como estadístico de tendencia central. En consecuencia, podemos indicar que el instrumento denominado Escala del Perdón en Relaciones de Pareja, es una medida válida y confiable (Tabla 3).
Tabla 3 Descriptivos y coeficientes de consistencia interna de Escala del Perdón en las Relaciones de Pareja
| Factores | Ítems | M | DE | ω | Asimetría |
|---|---|---|---|---|---|
| Afecto positivo | 1 a 10 | 33.87 | 10.02 | .93 | -0.75 |
| Benevolencia | 11 a 17 | 26.43 | 6.12 | .89 | -1.22 |
| Cognición positiva | 18 a 23 | 21.78 | 5.83 | .88 | -0.91 |
| Compasión | 24 a 28 | 16.64 | 5.38 | .89 | -0.40 |
| Comportamiento positivo | 29 a 32 | 14.85 | 3.97 | .88 | -1.01 |
Los percentiles consisten en dividir una distribución de valores en cien posiciones ordinales. En ese sentido, se ha trabajado con el percentil 25 (25%), que es lo mismo al cuartil 1, percentil 50 (50%), que es lo mismo al cuartil 2, y percentil 75 (75%), que es lo mismo al cuartil 3, es decir, dividir los valores en tres partes (ver Tabla 4). De este modo se tienen los puntajes bajos, moderados y altos para cada uno de los factores y el puntaje total de la Escala del Perdón en las Relaciones de Pareja.
Tabla 4 Baremos para la Escala del Perdón en las Relaciones de Pareja
| Afecto positivo | Benevolencia | Cognición positiva | Compasión | Comportamiento positivo | Escala Total | Categoría | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| N | 1977 | 1977 | 1977 | 1977 | 1977 | 1977 | |
| M | 33.87 | 26.43 | 21.78 | 16.64 | 14.84 | 113.57 | |
| DE | 10.02 | 6.11 | 5.83 | 5.37 | 3.97 | 26.27 | |
| Mínimo | 10.00 | 7.00 | 6.00 | 5.00 | 4.00 | 32.00 | |
| Máximo | 50.00 | 35.00 | 30.00 | 25.00 | 20.00 | 160.00 | |
| Percentil 10 | 18.00 | 18.00 | 12.00 | 9.00 | 8.00 | 75.80 | Bajo |
| Percentil 11 | 25.00 | 22.00 | 17.00 | 12.00 | 12.00 | 95.00 | |
| Percentil 25 | 28.00 | 24.00 | 18.00 | 12.00 | 13.00 | 100.00 | |
| Percentil 30 | 30.00 | 25.00 | 19.40 | 13.00 | 14.00 | 105.00 | Moderado |
| Percentil 40 | 34.00 | 27.00 | 22.00 | 15.00 | 15.00 | 114.00 | |
| Percentil 50 | 36.00 | 28.00 | 24.00 | 17.00 | 16.00 | 121.00 | |
| Percentil 60 | 39.00 | 29.00 | 25.00 | 20.00 | 16.00 | 124.00 | |
| Percentil 70 | 41.00 | 30.00 | 26.00 | 20.00 | 17.00 | 129.00 | |
| Percentil 75 | 41.00 | 31.00 | 26.00 | 21.00 | 17.00 | 132.00 | |
| Percentil 80 | 42.00 | 31.00 | 26.00 | 22.00 | 18.00 | 135.00 | Alto |
| Percentil 90 | 45.00 | 33.00 | 28.00 | 23.00 | 20.00 | 142.00 |
DISCUSIÓN
El perdón es una variable cada vez más estudiada por sus implicancias clínicas, ya que diversos estudios han relacionado la falta de perdón con depresión (Brown, 2003), rumiación de ideas (McCullough et al., 2001), cólera e ira (Stoia-Carballo et al., 2008), molestias cardiacas (Friedberg et al., 2007), venganza y el resentimiento (McCullough, 2008), insatisfacción marital (Guzmán et al., 2013), etc. Por ello, en los últimos años, y más aún, con el devenir de la Psicología Positiva, como corriente psicológica emergente que se centra en el estudio de las emociones positivas, las fortalezas y las virtudes humanas (Seligman & Csikszentmihalyi, 2000; Seligman et al., 2005), es que el perdón, como constructo, ha motivado el diseño y validación de distintas pruebas psicológicas que lo miden desde diversas aproximaciones teóricas (Hargrave & Sells, 1997; Hebl & Enright, 1993; McCullough et al., 1998; Paleari et al., 2009; Rye et al., 2001).
En el Perú, en ciudades como Lima y Trujillo, se han llevado a cabo algunos estudios psicométricos con diversas escalas que miden el perdón como la Escala de Perdón VAPPER 490 (Aranda et al., 2014), el Cuestionario de Perdón en el Divorcio-Separación (Castilla-Cabello et al., 2017) y la Escala de Probabilidad de Perdón (Caycho-Rodríguez et al., 2018), que en todos los casos han evidenciado índices de validez y confiabilidad adecuados. Pero no se han registrado estudios sobre el perdón en la ciudad de Arequipa, a pesar de que se han reportado cifras altas de violencia contra la mujer (Castro & Rivera, 2015), así como celos e infidelidad entre estudiantes universitarios (Arias et al., 2021). En ese sentido, estos datos sugieren la necesidad de valorar el perdón en el contexto de relaciones de pareja, pero no se cuenta con instrumentos de medición psicológica sobre el perdón hacia la pareja la ciudad de Arequipa.
Por ello, se llevó a cabo el presente estudio que reporta evidencias de las propiedades psicométricas de la Escala del Perdón en las Relaciones de Pareja (Rosales-Sarabia et al., 2018). Esta escala fue elaborada inicialmente por Rosales-Sarabia el 2013 y fue modificada años después (Rosales-Sarabia et al., 2018), de modo que se incrementaron el número de ítems que fueron planteados originalmente, hasta que quedó constituida por 32 reactivos que conforman cinco factores: Afecto positivo, Benevolencia, Cognición positiva, Compasión y Comportamiento positivo; todos ellos con índices de confiabilidad superiores a .8. Los resultados de esta investigación han confirmado la estructura interna de la Escala del Perdón en las Relaciones de Pareja, pero el RMSEA no ha alcanzado índices de ajuste adecuados. Además, debe resaltarse que en el presente estudio se ha aplicado el análisis factorial confirmatorio para el análisis de la estructura interna y la prueba Omega de McDonald para el cálculo de la confiabilidad, pues en la investigación de Rosales-Sarabia et al. (2018) se empleó el análisis factorial exploratorio con el método de extracción de ejes principales y la prueba alfa de Cronbach.
Asimismo, se han calculado los baremos percentilares para facilitar su calificación y uso en contextos de evaluación psicológica. Así pues, el factor Afecto positivo se compone de los ítems 1, 2, 3, 4, 5, 6, 7, 8, 9, 8 y 10, y obtuvo un índice de consistencia interna de ω = .93. Este factor alude a la emocionalidad positiva hacia la pareja, que está en sintonía con las ideas de Enright y Fitzgibbons (2015), quienes señalan que el perdón implica cambios internos en la persona que disminuyen los sentimientos negativos e incrementan las emociones positivas. En ese sentido, Hampes (2016) indica que el buen humor y los afectos positivos se encuentran fuertemente asociados con el perdón. El segundo factor, denominado Benevolencia, se compone de los ítems 11, 12, 13, 14, 15, 16 y 17, con un índice de consistencia interna de ω = .89. Este factor denota la preocupación por el bienestar de la pareja y refiere la orientación hacia la prosocialidad que contempla la teoría de McCullough (2000).
El tercer factor se denomina Cognición positiva y se compone de los ítems 18, 19, 20, 21, 22 y 23, con un índice de consistencia interna de ω= .886. Este factor se refiere a los patrones de pensamiento positivo hacia la pareja, y se considera el componente cognitivo del perdón, que supone una toma de perspectiva (Fehr et al., 2010), que se suele usar en las intervenciones psicoterapéuticas basadas en el perdón (Aalgaard et al., 2016), ya que diversos estudios reportan que el perdón disminuye la rumiación de ideas negativas o cargadas de ira, lo que mejora la calidad de vida de las personas (Stoia-Carballo et al., 2008). El cuarto factor, Compasión, se compone de los ítems 24, 25, 26, 27 y 28 con un índice de consistencia interna de ω = .89. Este factor se define como la comprensión del sufrimiento de la pareja como consecuencia de las transgresiones cometidas, que implica el deseo de reducir o aliviar tal sufrimiento. De este modo, la compasión también alude a la prosocialidad y a la emocionalidad positiva de los modelos teóricos de McCullough (2000) y de Enright y Fitzgibbons (2015); más aún, cuando existe evidencia reciente que sugiere que la compasión reduce el desgaste emocional de las personas favoreciendo la empatía y un afrontamiento emocionalmente activo frente al sufrimiento de otros (Caycho-Rodríguez et al., 2020). En el caso de las relaciones de pareja, la compasión constituiría una vía emocional para la resolución de conflictos y la reconciliación (Makinen & Johnson, 2006).
El quinto factor, denominado Comportamiento positivo, se compone de los ítems 29, 30, 31 y 32; con un índice de consistencia interna de ω = .88. Este factor implica las manifestaciones conductuales prosociales hacia la pareja, y estaría también vinculado con la teoría de McCullough (2000), aunque debe notarse que el modelo de este autor contempla la disminución de emociones negativas como venganza y evitación, y el aumento de la benevolencia (McCullough et al., 1998); mientras que en la Escala del Perdón en las Relaciones de Pareja refiere solo aspectos positivos, tanto cognitivos, afectivos y comportamentales del perdón.
Hasta aquí, puede concluirse entonces que la Escala del Perdón en las Relaciones de Pareja de Rosales-Sarabia et al. (2018) posee adecuadas propiedades psicométricas tras ser aplicada a una muestra de mujeres de la ciudad de Arequipa. En primer lugar se ha confirmado su estructura interna de cinco factores que dan cuenta de su validez de constructo, que guardan coherencia teórica con los modelos propuestos por diferentes autores que han investigado el perdón. En segundo lugar, los factores que componen este instrumento cuentan con índices adecuados de consistencia interna, pues en todos los casos se supera el valor de .885 (Livia & Ortiz, 2014). Sin embargo, existen algunas limitaciones que reducen el alcance de nuestros datos, ya que solo se han considerado mujeres y el muestreo empleado ha sido no probabilístico, por tanto, se sugiere que en estudios posteriores se acceda a muestras más representativas de Arequipa seleccionadas de forma aleatoria. Además, se debe considerar realizar nuevos análisis psicométricos para valorar la validez de contenido, sus índices de bondad de ajuste en varones y mujeres, con muestras más representativas, y con otros índices de ajuste y métodos más sofisticados como el análisis de invarianza o el análisis de las covarianzas entre factores.
Solo resta decir que una ventaja de esta investigación reside en que se han presentado baremos que en estudios previos no se han reportado (Rosales-Sarabia et al., 2016; Rosales-Sarabia et al., 2017; Rosales-Sarabia et al., 2018). Y, por tanto, facilitarían su calificación para un uso adecuado en contextos clínicos, forenses y sociales, o con fines psicoterapéuticos. Así, la Escala del Perdón en las Relaciones de Pareja es un instrumento que presenta evidencias de validez y confiabilidad que podría ser utilizado en el campo de la investigación psicológica o en diversas ramas de la psicología aplicada, según los datos aquí reportados.
