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Revista de psicología (Santiago)

versión impresa ISSN 0716-8039versión On-line ISSN 0719-0581

Rev. psicol. vol.28 no.2 Santiago dic. 2019

http://dx.doi.org/10.5354/0719-0581.2019.55806 

Sección regular

Análisis psicométrico de la Escala de Machismo Sexual en estudiantes universitarios peruanos y chilenos

Psychometrical Analysis of the Sexual Machism Scale in Peruvian and Chilean University Students

Dayana Herrera Salas1 

Viviana Mamani López1 

Walter L. Arias Gallegos1 

Renzo Rivera1 

1Universidad Católica San Pablo, Arequipa. Perú

Resumen:

En este estudio analizamos las propiedades psicométricas de la Escala de Machismo Sexual, en una muestra de estudiantes universitarios chilenos y una muestra de estudiantes universitarios peruanos. La muestra estuvo conformada por 303 estudiantes hombres de dos universidades privadas de una ciudad de provincia de ambos países. Se aplicó la Escala de Machismo Sexual de Díaz et al. (2010) que consta de 12 ítems y fue construida y validada originalmente en México. Los valores psicométricos indican que la prueba presenta una estructura unidimensional calculada mediante análisis factorial confirmatorio y niveles adecuados de confiabilidad solo para la muestra chilena. Aunque no se confirmó el modelo estructural de la prueba original, dado que se tuvo que eliminar un ítem.

Palabras clave: machismo; psicometría; peruanos; chilenos

Abstract:

In this study we analyze the psychometrical properties of the Sexual Machism Scale in a sample of Chilean university students and a sample of Peruvian university students. The sample was conformed by 303 male students from two private universities located in province cities in each of both countries. We applied the 12 items Sexual Machism Scale by Díaz et al. (2010), that was designed and validated in Mexico. The psychometric values indicate that the test has a one-dimensional structure calculated by confirmatory factor analysis and adequate levels of reliability only for the Chilean sample. The original test structural model is not confirmed, since an item had to be removed.

Keywords: machism; psychometrics; Peruvian; Chilean

Introducción

El machismo engloba un conjunto de creencias, actitudes y conductas, que suponen la superioridad del hombre con respecto a la mujer en diversos aspectos de la convivencia humana (Barberá & Martínez Benlloch, 2004), por tanto, podría considerarse como una forma de sexismo (Moya & Expósito, 2001). Asimismo, el sexismo como una forma de prejuicio comenzó a ser estudiado a partir de la obra de Gordon Allport (1954) durante la primera mitad del siglo XX, pero, como una manifestación cultural, ha estado presente desde el comienzo de la civilización y la conformación de los primeros grupos humanos, donde se fueron designando los roles sociales en función del sexo; alcanzó su máxima expresión durante la edad media, cuando las concepciones de la debilidad y la inferioridad femenina se mezclaron con las creencias religiosas (Bosch Fiol, Manassero Mas, & Ferrer, 1992).

En ese sentido, como fenómeno social, el machismo ha sido defendido a lo largo de la historia apelando a argumentaciones biológicas (e.g., menor fuerza física de la mujer, dimensiones más reducidas del cerebro femenino, etc.), sociales (e.g., menor capacidad de trabajo y poder adquisitivo, estatus social, etc.), religiosas (e.g., proclividad hacia el pecado, carencia de virtudes, etc.) y psicológicas (e.g., menor capacidad intelectual, mayor tendencia a la enfermedad mental, etc.). En la actualidad, estas o bien han sido desmentidas, o bien son explicadas por la desigualdad de oportunidades de desarrollo a las que acceden hombres y mujeres, en desmedro de las segundas.

Actualmente, el machismo es entendido dentro de un continuo de masculinidad-feminidad, en cuyos extremos se ubican el machismo y el feminismo, respectivamente; y aluden a los roles sexuales que son asignados socialmente, dentro de un determinado contexto histórico y cultural (Yang & Merrill, 2017); condicionando modos de ser, pensar y sentir (Moya, Poeschl, Glick, Páez, & Fernández Sedano, 2005). Asimismo, las investigaciones sobre la masculinidad y la feminidad indican que, mientras más polarizados son los roles sexuales, la salud mental y el bienestar psicológico disminuyen (Bukowski, Panarello, & Santo, 2017; Díaz Loving, Rivera Aragón, & Velasco Matus, 2012; Pauletti, Menon, Cooper, Aults, & Perry, 2017). Por tanto, lo más recomendable es que los roles sexuales se expresen de manera moderada y sin que medien los prejuicios. En ese sentido, el constructo de androginia de Sandra Bem (1981 ) ha sido sumamente importante, porque refiere una posición despolarizada de los roles sexuales, independientemente de la identidad sexual. Además, los estudios han revelado que las personas andróginas suelen ser más inteligentes que las personas machistas o feministas, y tienen menos problemas de salud mental, son más exitosas y productivas, y llevan una vida familiar y social más armoniosa (Aguíñiga, Sebastián, & Moreno, 1987). En tanto, las personas con mayores prejuicios frente al sexo tienden a ser más machistas o feministas y vivencian su identidad de género de manera más polarizada (Mehta, Hojjat, Smith, & Ayotte, 2017).

En tal sentido, el machismo se ha asociado con diversas conductas de riesgo como la falta de uso de preservativo durante las relaciones sexuales (Sánchez Medina, Enríquez Negrete, & Rosales Piña, 2019) o el consumo excesivo o patológico del alcohol (Barberá & Martínez Benlloch, 2004), así como con conductas agresivas o actos delictivos, tales como violencia en las relaciones de pareja (Duarte, Gómez, & Carrillo, 2010) o abuso sexual (Espinoza Ornelas, Moya, & Willis, 2015). Un mecanismo explicativo de estas conductas se relaciona con una mayor cantidad de testosterona en los hombres, que suele ser liberada en ciertos momentos del curso del desarrollo psicobiológico y que se asocia con el incremento de la agresividad y el deseo sexual ( Arias Gallegos, 2013 ). Sin embargo, los factores socioculturales, mediados por la crianza, los modelos parentales, la dinámica familiar y el contexto social inmediato, tienen mayor peso explicativo sobre los casos mencionados (Moya, Páez, Glick, Fernández Sedano, & Poeschl, 2001).

Tanto la masculinidad como el machismo se expresan con una gran variedad de matices y dentro de un espectro conductual sumamente variable; que depende, a su vez, de diversos aspectos socioculturales. Por ejemplo, la masculinidad y la feminidad se solapan en cuanto a su instrumentalidad y su expresividad, es decir, como “medio para” ganar un beneficio o como “medio de” expresión, respectivamente (Fernández, Quiroga, del Olmo, & Rodríguez, 2007). En ese sentido, se ha reportado que una feminidad negativa es más nociva para la salud mental que una masculinidad negativa, es decir, que la feminidad, en tanto instrumentalidad y expresividad negativa se asocia más con los trastornos mentales que la masculinidad (Díaz Loving et al., 2012 ). También se ha visto que el nivel socioeconómico del que provienen los hombres determina la expresión de su masculinidad, de modo que, como indica Villa (2015 ), los hombres de sectores económicamente altos de Lima (ciudad capital de Perú) tienen hábitos y costumbres estéticas, que son percibidas como afeminadas por hombres de nivel socioeconómico bajo, pero no por aquellos que pertenecen a su mismo entorno social.

Otro ejemplo se relaciona con la atención médica o la búsqueda de consejo especializado en el campo de la salud, por cuanto las personas con roles sexuales polarizados raramente concurren a psicoterapia ( Gilbert, 1999 ), o, en otro sentido, las personas con mayor capacidad para resolver sus conflictos intra o interpersonales son las menos sexistas (Pradas Cañete & Perles Novas, 2012). También se evidencian diferencias en las relaciones de pareja, pues los hombres con una masculinidad marcada suelen tener más conflictos de pareja, son manipuladores, ejercen el control de la pareja, son infieles y más celosos (Díaz-Loving & Rivera Aragón, 2010). En Perú, los estudios sobre celos e infidelidad en la pareja señalan, por ejemplo, que los hombres podrían admitir una infidelidad emocional, pero no que su pareja tuviera relaciones sexuales con otro hombre; mientras que en las mujeres ocurre lo contrario: podrían perdonar una infidelidad sexual, pero no una de tipo emocional (Apaza & Roberts, 2006). Otros estudios en el país también han reportado que los hombres suelen tener más actitudes homofóbicas que las mujeres, sobre todo cuando se trata de homosexualidad masculina, siendo más permisivos frente a la homosexualidad femenina ( Caycho Rodríguez, 2010 ; Portilla & Vilches, 2007).

La masculinidad también varía en función de la cultura en que vive inmersa la persona. En el estudio de Luna (2011) con hombres guatemaltecos, se encontró que asumen patrones machistas explícitos a partir del modelaje que reciben de sus padres. En tanto, en Venezuela, el machismo se vivencia de manera más encubierta en los hombres, y las mujeres tienen una participación más activa y una mayor autonomía sexual, que deriva en una crisis de la masculinidad (Bermúdez & Trías, 2015). En ese sentido, en México, el estudio de la psicología del mexicano iniciado por Rogelio Díaz-Guerrero (2017) hace aproximadamente 50 años, da cuenta de cómo las mujeres mexicanas han cambiado rasgos característicos que definían su manera de ser, tales como abnegación, virginidad y obediencia. En Perú, Reynaldo Alarcón (2017) ha reportado resultados similares en muestras de universitarios capitalinos. Por ello, Bastías Paredes, Núñez Vidal, Avendaño Alarcón, y Estrada Goic (2013) hablan de un neosexismo femenino que supone un cambio en los roles sexuales tradicionales de la mujer de forma global. Para el caso de los hombres, también podría decirse que la masculinidad se está reformulando, pues son cada vez más los hombres andróginos y menos los machistas (Moya & Expósito, 2001).

Otros autores afirman que el machismo se expresa de forma encubierta a través de micromachismos, o sea, formas muy específicas de machismo, en contraposición a un machismo como actitud general frente al sexo opuesto (Díaz Rodríguez, Rosas Rodríguez, & González Ramírez, 2010), y otros señalan que el machismo, como una forma de sexismo, podría expresarse de manera ambivalente, a través del sexismo hostil y el sexismo benévolo (Glick & Fiske, 1996). El primero sería un sexismo tradicional que menosprecia lo femenino y ataca a la mujer; el segundo, en cambio, es un sexismo que protege a la mujer, pero que se sustenta en la premisa de la inferioridad femenina (Rodríguez Castro, Lameiras Fernández, Carrera Fernández, & Faílde Garrido, 2009). Este tema está siendo estudiado de manera profusa en diversos países (Cruz Torres, Zempoaltecatl Alonso, & Correa Romero, 2005; Lemus, Castillo, Moya, Padilla, & Ryan, 2008), dado que el sexismo ambivalente se encuentra fuertemente asociado con expresiones de ira ( Garaigordobil, 2015 ), conductas agresivas ( Hamel, 2009 ; Rojas-Solís, 2013 ), ofensas sexuales contra la mujer (Espinoza Ornelas, 2015) y estereotipos negativos acerca de lo femenino (Etchezahar & Ungaretti, 2014).

En el Perú, y más específicamente, en Arequipa, el sexismo es un tema que está siendo recientemente investigado (Chino & Zegarra-Valdivia, 2015; Fernández, Arias Gallegos, & Alvarado, 2017), ya que todavía se encuentra presente, como en otros países de la región, en la política ( Rottenbacher de Rojas, 2010 ), en el trabajo (Limón González & Rocha Sánchez, 2011) y en los medios de comunicación (Velandia-Morales & Rincón, 2014). Por otro lado, estos neosexismos están también generando que las mujeres se masculinicen (Díaz Loving et al., 2012 ), de ahí que las cifras de violencia doméstica ( Archer, 2000 ) o de violencia durante el noviazgo (Arias, Fernández, & Alvarado, 2017) perpetradas por mujeres, vayan en aumento. Sin embrago, siguen siendo predominantes las agresiones del hombre para con la mujer (Moral & López, 2011).

En Chile, por ejemplo, el 25% de mujeres son víctimas de violencia física y el 34% de violencia psicológica (Valdivia-Peralta, Sanhueza-Morales, González-Bravo, & Quiroga-Dubornais, 2016); mientras que en Perú, aproximadamente 37% de mujeres son víctimas de violencia (Arias Gallegos, Galagarza Pérez, Rivera, & Ceballos Canaza, 2017), siendo los factores de riesgo el consumo de alcohol por parte de la pareja, haber sido víctima de violencia en sus relaciones previas, haber sido testigo de violencia intrafamiliar y la dependencia económica para con el hombre (Castro, Cerellino, & Rivera, 2017). Estos factores están íntimamente ligados con el machismo, por lo que su evaluación constituye un problema de gran relevancia, pues se encuentra vinculado con una gran variedad de fenómenos como la infidelidad, los celos, la salud sexual y reproductiva, el consumo de alcohol y de drogas ilegales, la violencia de pareja y la violencia en general, etc. En ese sentido, es conveniente contar con instrumentos validados que estudien el machismo y otras variables asociadas.

Lamentablemente, ni Perú ni en Chile se cuenta con pruebas que evalúen el machismo, por ello, en el presente estudio se realiza un análisis psicométrico de la Escala de Machismo Sexual de 12 ítems que fue elaborada en México y validada por Díaz Rodríguez et al. (2010) en una muestra de 79 personas. Para el presente estudio, se presentan las propiedades psicométricas en dos muestras independientes de estudiantes universitarios, una de estudiantes peruanos y otra de estudiantes chilenos; se trata por tanto de una investigación instrumental (Ato, López-García, & Benavente, 2013).

Método

Muestra

La muestra estuvo conformada por 303 estudiantes universitarios de sexo masculino, 150 peruanos cuyas edades fluctuaron entre los 18 y 27 años (M = 21,4; DE = 1,7). El 97,3% de ellos estaba soltero; mientras que el 2,7% restante era casado o conviviente. Además de 153 estudiantes chilenos cuyas edades fluctuaron entre los 18 y 37 años (M = 21; DE = 2,77). El 93,5% de ellos estaba soltero; mientras que el 5,2% restante era conviviente y el 1,3% estaba casado. La muestra fue seleccionada de manera no probabilística mediante la técnica de muestreo por cuotas de dos universidades privadas, una peruana y otra chilena, ubicadas en las provincias de Arequipa y de Iquique, respectivamente.

Instrumentos

Se aplicó la Escala de Machismo Sexual (ESM Sexismo-12) de 12 ítems elaborada originalmente por Castañeda en México a partir de un banco de 24 ítems que fue reducida a 12 debido a que se obtuvieron valores inadecuados en el proceso de factorización. Esta versión de 12 ítems ha sido validada por Díaz Rodríguez et al. (2010) en una muestra de estudiantes universitarios, hombres y mujeres, con la finalidad de evaluar el machismo sexual. La escala tiene una escala de respuesta tipo Likert con alternativas de Totalmente en desacuerdo (1), En desacuerdo (2), Sin opinión (3), De acuerdo (4) y Totalmente de acuerdo (5). Puede ser aplicada a hombres y mujeres mayores de edad y cuenta con índices de validez adecuados calculados mediante análisis factorial confirmatorio con buenos índices de bondad de ajuste (χ2(54) = 78,380; p = ,017; χ2/gl = 1,451; CFI = ,936; TLI = ,922; RMSEA = ,076) y una estructura unidimensional. Las correlaciones ítem test fueron todas fuertes y significativas, mientras que la confiabilidad fue calculada mediante el método de consistencia interna con la prueba Alfa de Cronbach, obteniendo un coeficiente de 0,91 en la muestra de validación (Díaz Rodríguez et al., 2010 ) y 0,92 en una muestra de 565 participantes (Díaz & González, 2012), lo cual que sugiere que la escala es confiable.

Procedimiento

Los datos se recogieron en las puertas de ingreso y salida de las instituciones seleccionadas. Al momento de la aplicación de la escala, que tomó no más de cinco minutos por persona, se explicaron los fines del estudio, se apeló a la sinceridad en las respuestas de los participantes y firmaron el consentimiento informado, aceptando colaborar voluntariamente con el estudio. Los datos fueron recogidos entre los meses de marzo y julio del año 2019. El proyecto de este estudio fue aprobado por el Comité de Ética de Investigación del Departamento de Psicología de la Universidad Católica San Pablo.

Análisis de datos

Primeramente, analizamos los estadísticos descriptivos univariados de los ítems: media, desviación estándar, asimetría, curtosis y la normalidad multivariada por medio del coeficiente de Mardia, para cada una de las muestras. Asimismo, se realizó un análisis factorial confirmatorio (AFC) con la finalidad de comprobar si la estructura factorial de la Escala de Machismo Sexual (Sexismo) se repetía tanto en Chile como en Perú.

Respecto a la evaluación del ajuste del modelo, se utilizaron los siguientes criterios: el χ2 de bondad de ajuste, RMSEA ≤ ,06, SRMR ≤ ,08 los cuales son considerados adecuados, además de CFI y TLI para los cuales valores por encima de ,95 son aceptables (Hu & Bentler, 1999). Para el procesamiento se utilizó el software R versión 3.5.2 ( R Core Team, 2018 ), concretamente los paquetes lavaan versión 0.5-23.1097 ( Rosseel, 2012 ), psych versión 1.8.12 (Revelle, 2018) y semPlot versión 1.1.2 ( Epskamp, 2019 ). Además, estimamos la fiabilidad de los test por medio de los coeficientes α de Cronbach y ω de McDonald; para ello utilizamos el software JASP versión 0.10.2 ( JASP Team, 2018 ).

Resultados

En la tabla 1 , se presentan los estadísticos descriptivos de los ítems, evidenciando que la asimetría y el exceso de curtosis estuvieron mayormente dentro del intervalo [-1; 1] en la muestra peruana, lo que evidencia la normalidad univariada. Por el contrario, en la muestra chilena la mayoría de los ítems estuvieron mayormente fuera de dicho intervalo, lo cual indica que la mayoría no presenta una distribución normal (Ferrando & Anguiano-Carrasco, 2010). En ambas muestras el coeficiente de Mardia es mayor a 70, lo que indica que los ítems no siguen una distribución normal multivariada (Muthén & Kaplan, 1985). Teniendo en cuenta, además, que la forma de respuesta de la Escala de Machismo Sexual es una escala Likert de cinco puntos, se decidió por el método de estimación de mínimos cuadrados diagonalmente ponderados robustos (DWLS), el cual fue propuesto por Muthén (1993 ) para el análisis de ítems categóricos sobre la base de correlaciones policóricas. Dicho método de estimación ha mostrado ser eficaz en muestras pequeñas y con distribuciones no normales (Rhemtulla, Brosseau-Laird, & Savalei, 2012).

Al realizar el AFC en la muestra peruana no se encontraron adecuados índices de bondad de ajuste (χ2(54) = 189,25; CFI = ,919; TLI = ,901; RMSEA = ,130; 90% IC [,110; ,150]; SRMR = ,079). Al analizar los índices de modificación se halló que al correlacionar los errores de los ítems 1 y 3, los índices de ajuste del modelo mejoraron ( tabla 2 ). Sin embargo, no todos los índices de ajuste son adecuados (CFI y TLI < ,95; RMSEA > ,06), lo cual nos indica que la escala en población peruana no presenta una especificación adecuada.

Para el caso de la muestra chilena, se presentó el mismo problema de no especificación del modelo inicial que en el caso peruano (χ2(54) = 144,96; CFI = ,933; TLI = ,918; RMSEA = ,105; 90% IC [,085; ,126]; SRMR = ,091). Por ello se tuvo que eliminar el ítem 2 “Que un hombre tenga hijos fuera del matrimonio” por presentar una baja carga factorial (λ = ,188). Además, los índices de modificación sugirieron que los errores de los ítems 1 y 3 debían de correlacionarse, lo cual mejoró notablemente los índices de ajuste. Solamente el RMSEA fue ligeramente superior al punto de corte esperado (> ,06), por lo que nos indica que la ESM, ahora con 11 ítems, se adapta a la población de estudiantes chilenos.

En la figura 1 , se pueden observar las cargas factoriales de la ESM tanto en la población peruana como en la chilena. Si bien en esta última no se logró replicar la estructura factorial propuesta por Díaz Rodríguez et al. (2010), la escala muestra evidencias de validez, además de una buena confiabilidad (α = ,807; ω = ,828).

En la tabla 3 se presentan los baremos tanto para la muestra chilena, basados en percentiles, así como las principales medidas de tendencia central y de dispersión.

figura 1 Análisis factorial confirmatorio de la Escala de Machismo Sexual en las muestras de estudiantes chilenos y peruanos. 

tabla 1 Estadísticos descriptivos de los ítems de la Escala de Machismo Sexual 

Nota: M = media; D. E. = desviación estándar; g1 = asimetría; g2 = curtosis.

tabla 2 Estadísticos de bondad de ajuste de la Escala de Machismo Sexual 

Nota: *** p < ,001; χ2 = Chi cuadrado; gl = grados de libertad; CFI = índice de ajuste comparativo; TLI = índice de Tuker Lewis; RMSEA = error cuadrático medio de aproximación; IC = intervalos de confianza; SRMR = raíz residual estandarizada cuadrática media.

tabla 3 Baremos de la Escala de Machismo Sexual en Chile 

Discusión

En el presente estudio se analizaron las propiedades psicométricas de la Escala de Machismo Sexual (EMS Sexismo-12) de Díaz Rodríguez et al. (2010) en dos muestras de estudiantes universitarios: una proveniente de una universidad privada de la ciudad de Arequipa en Perú, y otra de una universidad privada de la ciudad de Iquique en Chile. Para ello se calculó validez de constructo mediante el análisis factorial confirmatorio y la confiabilidad mediante las pruebas Alfa de Cronbach y Omega de McDonald.

Los resultados sugieren que la prueba es válida y confiable, presentando una estructura factorial unidimensional y adecuados índices de confiabilidad solo para la muestra chilena. En dicha muestra se tuvo que eliminar el ítem 2 por obtener una saturación inferior a 0,3, por lo que el propuesto por Díaz Rodríguez et al. (2010) no es confirmado. Si bien el hecho de que la ESM no haya sido válida en la muestra peruana, podría explicarse por una falta de consistencia o de seriedad para el llenado de los instrumentos por parte de los participantes; también podría estar evidenciando diferencias culturales en cuanto al sexismo.

Por otro lado, los estudios psicométricos sobre el machismo se desarrollan sobre modelos teóricos diferentes a los que plantean Díaz Rodríguez et al. (2010), que aluden a las teorías sobre el sexismo, mientras que, por ejemplo, Arciniega, Anderson, Tovar-Blank, & Tracey (2008) contraponen el machismo a la caballerosidad; y Benavides, Campos Bartolo, y Zúñiga Medina (2015) diferencian entre un machismo sexual, social y familiar, como un constructo multidimensional. Estas concepciones diferentes sobre el machismo, y el que la EMS-12 se centre en el machismo exclusivamente sexual, podría tener repercusiones en las respuestas emitidas por los participantes de las muestras peruanas y chilenas, ya que podría solaparse el constructo con un componente de índole moral, como ha sido reportado por Alladio, Morán, y Olaz (2017), quienes realizaron la validación de una escala de actitudes hacia la violación en estudiantes argentinos. En ese sentido, se debe tener en cuenta también que, los temas sexuales son muchas veces considerados una parte íntima de la persona, y que cuesta comentarlos o compartirlos con terceros (Crooks & Baur, 2010).

Ya en el terreno de la conducta sexual y del machismo, podemos colegir diversas explicaciones para los resultados obtenidos, que recaen sobre las vivencias y las concepciones sobre la sexualidad que tienen los hombres tanto en Chile como en Perú. En tal sentido, algunos estudios en Chile señalan que las mujeres se encuentran más empoderadas socialmente, tanto a nivel familiar como laboral, lo que las lleva, en muchos casos, a prescindir de la figura del hombre. Por ejemplo, Salvo Agoglia y Gonzálvez Torralbo (2015 ) indican que cada vez más mujeres chilenas optan por tener hijos a través de donantes y no de la manera tradicional, que implica constituir una familia. Esto podría derivar, como han señalado Bermúdez y Trías (2015 ), en una crisis de la masculinidad que tendría efectos directos e indirectos en el machismo. Por otro lado, en Perú, Federico León (2012 ) ha postulado una teoría psicobiogeográfica de la fertilidad femenina que plantea que en las mujeres que viven más cerca de los trópicos la radiación ultravioleta genera más vitamina D en su organismo, y por tanto se torna más dispuesta sexualmente, asumiendo una postura más sumisa frente al hombre. Al contrario, cuando las mujeres viven más alejadas de los trópicos se tornarían más dominantes y menos dispuestas a someterse al hombre. Esto también podría tener efectos en la expresión de la masculinidad del hombre y del machismo.

Para el caso de Chile y Perú, podemos suponer que la ubicación geográfica de ambos países y los patrones de conducta que hemos descrito son consistentes con los resultados psicométricos, pues, por ejemplo, el ítem eliminado (2) en la muestra chilena revela una mayor aceptación a que los hombres tengan hijos fuera del matrimonio, ya que no formaría parte del constructo machismo sexual. Asimismo, la falta de indicadores de bondad de ajuste en la muestra peruana son reflejo de falta de especificación del constructo machismo, lo que podría sugerir que o bien el machismo no está bien delimitado culturalmente en Perú, debido a la gran cantidad razas, estratos sociales y por ende de ascendencias familiares de las que proviene la población, o que esta falta de especificación implica una concepción que va más allá de la definición clásica de machismo, y que expresa formas encubiertas que terminan distorsionando el alcance conceptual del constructo. Como fuere, los resultados para la muestra peruana fueron inesperados, pero están basados en datos que provienen de la realidad.

Es, por tanto, necesario realizar más investigaciones sobre las propiedades psicométricas de la EMS-12, que superen algunas limitaciones de la presente investigación, como son el tamaño de la muestra, el tipo de muestreo no probabilístico y la falta de inclusión de mujeres en el proceso de selección para valorar si la concepción de machismo que tienen las mujeres se relaciona o afecta la concepción de machismo que tienen los hombres. También sería importante realizar estudios de invarianza o de validez convergente, divergente y discriminante, con relación a otros constructos relacionados, tales como violencia de pareja, celos, infidelidad, homofobia, etc.

En conclusión, podemos decir que la Escala de Machismo Sexual (EMS-11) es válida y confiable solo para estudiantes universitarios chilenos. Este estudio podría generar mayor interés por el estudio del machismo en ambos países, así como su relación con otras variables que hemos mencionado. También podría servir para alentar el uso de esta escala en contextos clínicos, familiares y sociales.

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Recibido: 26 de Septiembre de 2019; Aprobado: 20 de Diciembre de 2020

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