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Introducción
Las preferencias para la selección de pareja ha sido un tema de interés para distintas disciplinas. Por ejemplo, para los antropólogos, las preferencias sirven de elementos de análisis del emparejamiento, siendo el emparejamiento uno de los principios organizadores de las familias y las comunidades humanas (Halford, 2020). Por otro lado, los sociólogos proponen que los cambios histórico-culturales afectan las estructuras de emparejamiento, y que simultáneamente modifican los criterios de selección de pareja de acuerdo con los valores sociales predominantes de la época (Boxer et al., 2015). Además, los psicólogos sociales y diferenciales se han centrado en entender las funciones de las preferencias en las evaluaciones de pareja, en el contexto de las relaciones románticas humanas, más aún si las actitudes e impresiones “ideales” tienen efectos en las dinámicas reales de emparejamiento (Fletcher et al., 1999).
Al mismo tiempo, desde la psicología evolucionista se ha tratado de entender a las preferencias desde la evolución de la especie humana, considerando a las preferencias como adaptaciones psicológicas especializadas, cuya función es motivar a los individuos a buscar y seleccionar parejas que posean un conjunto particular de características (Conroy-Beam & Buss, 2021). Desde esta perspectiva, se ha identificado que las preferencias pueden variar respecto a los atributos físicos, señales comportamentales e indicadores socioculturales de atractivo (e.g., reputación y estatus), y que a su vez pueden existir diferencias individuales en relación con la edad, el sexo, la cultura y la estrategia de emparejamiento por la cual optan las personas (Buss & Schmitt, 1993, 2019).
En psicología evolucionista, las explicaciones se han centrado en abordar las diferencias sexuales en el proceso de búsqueda y selección de pareja; asimismo, se trata de identificar las causas por las cuales los seres humanos están motivados a encontrar parejas con rasgos con un valor adaptativo o para la reproducción. Además, el enfoque evolutivo es exhaustivo en catalogar los componentes que configuran la atracción de las parejas, también de ofrecer explicaciones relacionadas con predecir cambios y diferencias particulares en la conformación de parejas, teniendo en cuenta cómo las presiones del contexto influencian estas dinámicas (Buss & Schmitt, 1993).
En general, desde el enfoque evolutivo, el estudio de preferencias para la selección de parejas ha sido un campo bastante productivo en las últimas décadas (Conroy-Beam & Buss, 2021; Conroy-Beam et al., 2022). Asimismo, lo anterior se ha visto reflejado en los distintos tipos de investigaciones, el uso de una gran variedad de metodologías y las formas de medir las diferentes dimensiones de preferencias románticas humanas (Schmitt, 2014). Aun con la gran diversidad de estudios, se han encontrado patrones comunes en la preferencia de características como la amabilidad/calidez en las relaciones, el estatus social/recursos financieros y el atractivo físico/salud, en el caso del emparejamiento a largo plazo (Fletcher et al., 1999; Thomas et al., 2020; Walter et al., 2020).
Medición de preferencias de pareja: el caso de la Ideal Partner and Relationship Scale (IPRS)
Al igual que el interés teórico sobre la explicación del origen y la función de las preferencias de pareja, la medición de las preferencias ha sido un tema central en la agenda de investigadores, ya sea para la recolección de evidencias que den cuenta de sus teorías o para evaluaciones en contextos aplicados que lleven a crear estrategias de intervención, las cuales pueden apoyar a individuos en problemáticas relacionadas con la búsqueda de pareja y habilidades sociales (Katsena & Dimdins, 2015).
En ese orden, la evaluación de preferencias ha estado ligada al desarrollo de instrumentos de medición, en especial, en la construcción de cuestionarios de autorreporte, en donde se examina el nivel de deseabilidad o importancia de un conjunto de preferencias que debería tener una potencial pareja, comúnmente utilizando escalas tipo Likert o listas de prioridades, además del diseño de experimentos (Boxer et al., 2015).
Desde mediados de siglo XX, se han diseñado pruebas como el Mate Selection Survey (Hill, 1945), para evaluar la importancia de un conjunto de preferencias (18 características) potencialmente deseables en una pareja. Este instrumento tuvo una considerable popularidad para evaluar preferencias en las décadas posteriores (Buss et al., 2001); incluso, constituyó las bases para la construcción del Mate Preferences Questionnaire, desarrollado por Buss (1989), instrumento con el cual se recolectaría evidencia clave para apoyar las hipótesis iniciales en la elaboración de la teoría de estrategias sexuales.
Sin embargo, más adelante se desarrollaron alternativas flexibles para la medición de preferencias, que incluso revelaban propiedades psicométricas sobresalientes. Este es el caso del Ideal Partner and Relationship Scale (IPRS), el cual se ha convertido en uno de los cuestionarios más utilizados en el mundo para evaluar preferencias de pareja (Katsena & Dimdins, 2015).
La prueba IPRS, desarrollada por Fletcher et al. (1999), es un instrumento ampliamente usado en el campo de la selección sexual y relaciones románticas. Además, las propiedades psicométricas del instrumento han sido revisadas en diversas muestras, lo que demuestra niveles aceptables de confiabilidad e incluyendo evidencias de validez consistentes respecto al constructo de preferencias románticas (Fletcher et al., 1999; Gerlach et al., 2019; Katsena & Dimdins, 2015). La estructura de la prueba está compuesta por cuatro dimensiones: calidez en la relación/confianza, estatus/recursos, vitalidad/atractivo físico, intimidad y pasión en la relación, e incluye 30 ítems; aunque actualmente se han realizado modificaciones en la prueba, incluyendo nuevos ítems con una estructura de hasta cinco dimensiones de preferencias (Katsena & Dimdins, 2015). El instrumento originalmente fue diseñado desde teorías sociocognitivas y evolucionistas de la evaluación de parejas, basado en el modelo de preferencias ideales, donde los individuos reportan un nivel de deseabilidad respecto a las características que debería poseer una pareja ideal.
Ahora bien, las pruebas mencionadas tienen en común que se desarrollaron en contextos anglosajones; en Latinoamérica, actualmente no se cuenta con una prueba de calidad similar que mida tales constructos (Moreno, 2020). Considerando que el estudio de las preferencias de pareja es uno de los pilares para el desarrollo de las teorías sobre selección de pareja (Moreno & Gutiérrez, 2021), además de que buena parte de las investigaciones sobre conducta sexual, desde la perspectiva evolucionista, se han centrado en el estudio de las preferencias (Conroy-Beam & Buss, 2021), es pertinente disponer de instrumentos adaptados a distintos idiomas que permitan explorar estos fenómenos desde las particularidades regionales de cada población; del mismo modo que faciliten la evaluación de similitudes que puedan tener entre sí las comunidades respecto a la expresión de preferencias, con el fin de identificar patrones universales en la selección de pareja (Buss & Schmitt, 1993; Moreno et al., 2022).
En ese sentido, considerando la escasez de pruebas de preferencias románticas diseñadas en nuestro idioma o adaptadas para nuestra población, esta propuesta se centra en la traducción al español y validación psicométrica de la prueba Ideal Partner and Relationship Scales (IPRS). En este estudio se siguieron los lineamientos para la traducción/ adaptación de pruebas sugeridos por la AERA et al. (2018), teniendo en cuenta las sugerencias para la validación de instrumentos psicométricos de Muñiz y Fonseca-Pedrero (2019).
Método
La adaptación del instrumento se fundamentó, en gran parte, por el procedimiento desarrollado por Katsena y Dimdins (2015) en la actualización de la prueba original, siguiendo los esquemas de análisis psicométricos de la Teoría Clásica del Test (Shultz et al., 2020).
Participantes
En la primera aplicación, se contó con una muestra por conveniencia, por tanto, no aleatoria, de 149 estudiantes universitarios de Bogotá, Colombia (35.6% hombres, 64.4% mujeres), entre los 18 y 32 años (X_ = 21.81; SD = 3.02), los cuales respondieron una versión preliminar traducida de la prueba por medio de un formulario en línea. En el momento de participación, 100 participantes se encontraban en algún tipo de relación romántica (67.1%), mientras que 49 (32.9%) se encontraban solteros(as).
En la segunda aplicación se administró la prueba IPRS bajo las mismas condiciones, a una muestra de 247 estudiantes universitarios de Bogotá y la región de Santander, Colombia (23.9% hombres y 76.1% mujeres), entre los 16 y 50 años (X_ = 22.34; SD = 5.6). En el momento de participación, 110 participantes se encontraban en algún tipo de relación romántica (44.5%), mientras que 137 (55.5%) se encontraban solteros(as). Además, con esta segunda muestra se realizó una aplicación adicional del instrumento (siete semanas después) que contó con una submuestra de 39 individuos (15.4% hombres y 84.6% mujeres; X_ = 19.9 ± SD = 3.5) que participaron previamente en este estudio, con el fin de hacer mediciones de confiabilidad test-retest. A los participantes se les ofreció como incentivo concursar en una rifa de una tarjeta de regalo de un servicio de streaming con el número consecutivo de registro en la base de datos.
Instrumentos
Ideal Partner and Relationship Scale (IPRS) . La escala de estándares ideales de pareja y relaciones (IPRS, por sus siglas en inglés) es una prueba originalmente desarrollada por Fletcher et al. (1999), que evalúa los niveles de preferencias ideales de una pareja para una relación romántica; adicionalmente, permite estimar la calidad de las actuales relaciones de los participantes. Es un instrumento ampliamente utilizado, dada la calidad de sus propiedades psicométricas (Fletcher et al., 1999), donde se reportan índices de confiabilidad interna (Alfa de Cronbach) entre 0.79 y 0.93, además de correlaciones test-retest entre 0.72 y 0.86.
En esta adaptación se tomó la versión en inglés desarrollada por Katsena y Dimdins (2015), la cual incluye 35 ítems que conforman cinco dimensiones de preferencias ideales. Los cambios en la nueva versión se relacionan con la actualización de los ítems para población joven, incluyendo nuevos reactivos y dos nuevas dimensiones de preferencia (inteligencia y habilidades sociales), estas modificaciones se hicieron a la luz de los avances en las investigaciones de selección de pareja de los últimos años. Esta versión fue adaptada para la población de Letonia y conserva la calidad psicométrica de la prueba original (a Cronbach entre 0.84 y 0.91) (Katsena & Dimdins, 2015). En resumen, la prueba está compuesta por ítems de escala Likert de siete puntos, los cuales evalúan la importancia de la presencia de una serie de rasgos en una pareja ideal a largo plazo (i.e., matrimonio, tener hijos), en cinco dimensiones: atractivo físico, calidez de la pareja/confianza, estatus/recursos, inteligencia y habilidades sociales.
Cuestionario de Juicio de Expertos. Respecto a la evaluación por expertos de los ítems de la prueba IPRS, se utilizó el instrumento de Juicio de Expertos desarrollado por Escobar-Pérez y Cuervo-Martínez (2008), el cual permite examinar cuatro dimensiones de calidad de los reactivos: suficiencia, claridad, coherencia y relevancia. La calificación se hace de 1 a 4 niveles, donde 4 se refiere a que el ítem evaluado cumple totalmente con el criterio/dimensión que se está midiendo; además, el formulario cuenta con un espacio para observaciones cualitativas del equipo experto.
Procedimiento
Traducción por pares. La traducción del inglés al español la realizaron por separado dos traductores bilingües. Se desarrolló primero una traducción de la versión original (inglés) al español, y posteriormente, del español al inglés. Las dos versiones (inglés original vs. inglés traducido) fueron cotejadas por el equipo de investigación y se encontraron discrepancias en diez reactivos (28.6% de la prueba), los cuales fueron modificados en la versión en español para reducir las discrepancias.
Evaluación por expertos de los ítems. Para la evaluación por expertos de los ítems, se reclutaron dos psicólogos bilingües expertos en psicología evolucionista, quienes tuvieron a su disposición la versión original en inglés y la versión preliminar en español. Ambos expertos contaron con el Cuestionario de Juicio de Expertos para evaluar la calidad de cada ítem y la prueba completa, además de comparar los cambios implementados en la traducción y estimar si la nueva versión traducida al español reflejaba fielmente a la versión original (inglés). Adicional a las valoraciones de la calidad de la prueba, se estimó la concordancia entre las calificaciones de los jueces. Al final, se aplicaron los cambios sugeridos por los jueces para crear la primera versión de la prueba IPRS en español.
Aplicaciones prueba IPRS. La primera aplicación incluyó una muestra de 149 estudiantes universitarios. Se recolectaron los datos con un formulario en línea que contenía un instructivo con las condiciones precisas de aplicación, el consentimiento informado, un cuestionario sociodemográfico y los ítems de la prueba IPRS, junto con las instrucciones de cómo responder, además de una casilla de comentarios de ítems dudosos. Se presentaron los ítems en orden pseudoaleatorio para evitar efectos de anclaje (Lyu & Bolt, 2022).
Para la segunda aplicación, se mantuvieron las mismas condiciones de administración de la prueba a una muestra independiente de 247 participantes; el procedimiento se replicó para una submuestra de los mismos participantes (39) que volvieron a presentar la prueba en un lapso de siete semanas después de haber respondido por primera vez el instrumento. A partir de los indicadores del examen psicométrico, se elaboró la versión de trabajo de la prueba.
Análisis de datos
Los análisis de datos se aplicaron mediante los softwares SPSS v. 25, R v. 4.0.2 y AMOS v. 26. En primer lugar, se calcularon los estadísticos descriptivos de la escala IPRS de cada una de las aplicaciones, además de aplicar pruebas de hipótesis (e.g., T de Student y U de Mann-Whitney) para evaluar las diferencias sexuales respecto a las dimensiones de preferencia. De igual forma, se estimaron los valores correspondientes a la confiabilidad interna de la prueba.
Por último, se realizaron análisis factoriales exploratorios de la escala en las dos aplicaciones. Asimismo, con los datos de la aplicación 2 y la submuestra de participantes que repitieron la prueba, se calcularon los coeficientes de correlación intraclase de acuerdo absoluto (CCI) para cada factor e ítems, con el objetivo de evaluar la confiabilidad test-retest (Correa-Rojas, 2021).
Resultados
Evaluación por juicio de expertos
En general, los jueces calificaron los ítems en un nivel moderado-alto de calidad (X_ = 3.61; SD = 0.14), y mostraron un nivel de concordancia moderado (70.71% de acuerdo; Prom. W = 0.56), aun teniendo en cuenta que las estimaciones del coeficiente de concordancia W de Kendall, no fueron estadísticamente significativas (véase Tabla 1).
A partir de la información suministrada, se modificaron los ítems que los jueces señalaron como problemáticos, y junto con el equipo de investigación, se creó la primera versión de aplicación para el respectivo análisis psicométrico de los reactivos y la estructura de la prueba.
Análisis de respuestas de preferencia
Al examinar los patrones de preferencia de pareja revelados en las aplicaciones 1 y 2, se observó una tendencia a preferir, en promedio, una mayor calidez y confianza en la relación y rasgos de inteligencia (véase Figura 1). Los resultados anteriores también han sido replicados en otras investigaciones alrededor del mundo (Thomas et al., 2020), donde se reporta que las personas suelen dar mayor prioridad a factores asociados con la calidad relacional.
Figura 1 Puntuaciones en dimensiones de preferencia en las aplicaciones 1 y 2 de la prueba IPRS. Donde (AF) se refiere a atractivo físico, (CC) calidez y confianza, (ER) estatus/recursos, (I) inteligencia y (HS) habilidades sociales. Las barras de error indican la desviación estándar.
Por otra parte, para evaluar las diferencias sexuales respecto a las preferencias, en la primera aplicación se estimó el ajuste a la normalidad estadística de cada dimensión con la prueba Kolmogorov-Smirnov, y se encontró que únicamente el factor estatus y recursos presenta ajuste (hombres (Z (53) = 0.08; p > 0.05) y mujeres (Z (96) = 0.57; p > 0.05)); por lo cual, se optó por utilizar pruebas no paramétricas (U Mann Whitney) para la comparación en los demás factores.
En ese sentido, se encontraron diferencias significativas al comparar hombres y mujeres respecto a sus preferencias en atractivo físico, donde los hombres prefieren más de este rasgo (U = 1531; p < 0,01; d = 0.697), mientras que las mujeres le dan mayor prioridad a factores como calidez y confianza (U = 1545.5; p < 0.01; d = 0.686), recursos y estatus (t (147) = −2.832; p < 0.01; d = 0.503), inteligencia (U = 1701; p < 0.01; d = 0.569), y habilidades sociales (U = 1544.5; p < 0.01; d = 0.687) (véase Figura 2).
Figura 2 Diferencias sexuales en preferencias de parejas reportadas en la prueba Ideal Partner and Relationship Scale (IPRS). Donde (AF) se refiere a atractivo físico, (CC) calidez y confianza, (ER) estatus/recursos, (I) inteligencia y (HS) habilidades sociales.
Respecto a las diferencias sexuales encontradas en la aplicación 2, se estimó el ajuste a la normalidad estadística de cada dimensión de preferencia con la prueba Kolmogorov-Smirnov, y se encontró que únicamente el factor atractivo físico para ambos sexos presentó ajuste (hombres (Z (59) = 0.096; p > 0.05); mujeres (Z (188) = 0.056; p > 0.05)); por tal razón, se optó por utilizar pruebas no paramétricas (U Mann Whitney) para la comparación en los demás factores. En ese sentido, se encontraron diferencias significativas al comparar hombres y mujeres respecto a sus preferencias en atractivo físico, donde los hombres prefirieron más de este rasgo (t (245) = 3.606; p < 0.01; d = 0.755), mientras que las mujeres le dieron mayor prioridad a factores como calidez y confianza (U = 3881.5; p < 0.01; d = 0.454), recursos y estatus (U = 3648.5; p < 0.01; d = 0.521) y habilidades sociales (U = 4198.5; p < 0.01; d = 0.112); mientras que en inteligencia no se encontraron diferencias significativas (U = 4834; p > 0.05; d = 0.19) (véase Figura 3).
Propiedades psicométricas de IPRS-español
Estructura interna: AFE. Con el objetivo de aportar evidencias de validez de constructo, con los resultados de la primera aplicación se examinó la estructura interna de la prueba IPRS a través de un análisis factorial exploratorio, siguiendo las recomendaciones de la validación más reciente (Katsena & Dimdins, 2015).
En un primer momento, el análisis arrojó un modelo de siete factores, los cuales explican el 66.27% de la varianza de la muestra, asumiendo el criterio de que los autovalores de cada factor tienen que ser mayores a 1. Al final, se optó por una solución factorial de cinco factores que explica el 59.5% de la varianza total, descartando los factores 6 y 7, ya que solo cargan tres ítems en total (véase Tabla 2), además de acumular entre los dos, solo el 6.7% de la varianza. De igual modo, se le dio prioridad a los ítems que tuvieran cargas factoriales superiores a 0.4 respecto a cada dimensión (véase Tabla 2).
Tabla 2 Estructura interna: análisis factorial exploratorio prueba IPRS aplicación 1
Nota: Varianza explicada 59.5% (cinco factores) | Extracción: factorización de ejes principales | Rotación: Varimax | KMO = 0.885| Esfericidad Barlett: X² = 3058.273; gl = 595; p < 0.001.
En un inicio, el factor 1 (autovalor = 9.67; Var = 27.63%) correspondió a la dimensión calidez y confianza; los ítems que cargan en este factor son idénticos a los que forman parte de la versión inglesa de la prueba (Katsena & Dimdins, 2015). Estos reactivos evalúan la importancia de la calidad de la relación en términos de cualidades, que puedan contribuir a una relación más armónica (e.g., fidelidad, interés por la pareja). En el factor 2 (autovalor = 4.2; Var = 12.02%), se agrupan los ítems relacionados con el poder adquisitivo y el éxito profesional/ocupacional (i.e., dimensión estatus/ recursos); de igual modo, estos ítems se ven reflejados en la versión en inglés del instrumento. Respecto al factor 3 (autovalor = 2.81; Var = 8.03%), este se relaciona con la dimensión inteligencia y engloba ítems que hacen referencia a las capacidades intelectuales. El factor 4 (autovalor = 2.43; Var = 6.94%), se refiere a la dimensión atractivo físico, y en ella cargan ítems relacionados con características físicas deseables. Por último, el factor 5 (autovalor = 1.71; Var = 4.88%), se relaciona con la dimensión de habilidades sociales y se resaltan los ítems que reflejan capacidades para la interacción social.
En relación con la estructura factorial revelada con los datos de la aplicación 2, a través del análisis factorial exploratorio (AFE) bajo los mismos parámetros del anterior AFE, se encontró una solución factorial de seis dimensiones.
Dado que la última dimensión solo explicaba el 3.2% de la varianza y solo cargaban cuatro ítems por debajo del valor 0.4 (excepto por el ítem curiosidad), se optó por una solución de cinco factores que explicó el 60.52% de la varianza total.
Los ítems asociados a cada dimensión correspondieron a calidez y confianza (autovalor = 11.171; Var = 31.92%), recursos y estatus (autovalor = 4.069; Var = 11.626%), atractivo físico (autovalor = 2.544; Var = 7.269%), inteligencia (autovalor = 1.79; Var = 5.113%) y habilidades sociales (autovalor = 1.607; Var = 4.591%).
Estructura interna: AFC. Se aplicó un análisis factorial confirmatorio (AFC) con la muestra de la aplicación 2, desarrollando un modelo equivalente al descrito previamente en la prueba IPRS, para identificar si la estructura podría realmente ajustarse de acuerdo con los parámetros originales. En ese orden, se configuró una estructura de cinco factores con sus correspondientes ítems, replicando el diseño original de la prueba. Con base en lo anterior, el análisis reveló que el modelo de cinco factores, presentó un ajuste moderadamente óptimo a partir de los patrones de correlación de los datos (x² (550) = 1237.444; p < 0.001; CMIN/DF = 2.25; GFI = 0.776; CFI = 0.857 y RMSEA = 0.071) (véase Figura 4).
Figura 4 Estructura original del modelo de cinco factores, replicado a partir del análisis factorial confirmatorio de la prueba IPRS (aplicación 2). Se presentan las variables observadas con estimados de carga estandarizados.
Índices de confiabilidad IPRS. L os índices de confiabilidad demuestran que la escala tiene una alta estabilidad interna. Por ejemplo, respecto a la aplicación 1, para cada factor se señala una alta estabilidad entre las puntuaciones de los ítems que se agrupan dentro del factor, y que aparentemente miden el mismo constructo (a ≥ 0.73; Ω ≥ 0.78). De igual modo, los factores mantienen su estabilidad, aun si se eliminan los reactivos dentro de cada dimensión (véase Tabla 3). Además, al dividir por mitades los factores y examinar la relación entre las dos partes de cada factor, se observa una alta consistencia en la estructura local de los factores de preferencia (Guttman ≥ 0.83) (véase Tabla 3).
Con los resultados de la segunda aplicación, se revela que el instrumento conservó una alta estabilidad. Para cada dimensión se observó estabilidad frente a las puntuaciones de los ítems que se agrupaban dentro del factor y que pretendían medir el mismo constructo (a ≥ 0.779; Ω ≥ 0.81). Igualmente, las dimensiones mantuvieron su estabilidad, aun si se eliminaban los reactivos dentro de cada una de ellas (véase Tabla 3). De igual manera, al dividir por mitades las dimensiones y examinar la relación entre las dos partes de cada factor, se observó una aceptable consistencia en la estructura local de las dimensiones de preferencia (Guttman ≥ 0.809).
Por otra parte, los índices de confiabilidad de estabilidad temporal (Test-retest), señalan que existe una concordancia moderada-alta entre las mediciones de la segunda y tercera aplicación (submuestra) en los factores: atractivo físico (CCI = 0.84; p < 0.01), calidez y confianza (CCI = 0.65; p < 0.01), estatus y recursos (CCI = 0.804; p < 0.01), inteligencia (CCI = 0.55; p < 0.01) y habilidades sociales (CCI = 0.69; p < 0.01). En total, se obtuvo, en promedio, un coeficiente de correlación de 0.67 del total de la prueba. En la Tabla 3 se observan los coeficientes de correlación intraclase por cada ítem.
Discusión
Las preferencias de pareja ofrecen una ventana para comprender nuestra historia evolutiva, ya que reconocen aspectos de nuestro pasado ancestral que aún tienen influencia en la manera como razonamos frente a la atracción y la búsqueda de parejas. Más aún, las preferencias también nos podrían revelar tentativamente el curso evolutivo de nuestra especie, dándonos pautas de qué rasgos individuales se seleccionarán y se heredarán en el futuro (Moreno & Gutiérrez, 2021). Si bien la presión cultural también puede cambiar la forma como los individuos evalúan a sus parejas, no cabe duda de que las bases evolutivas seguirán estando presentes en aspectos tan básicos como la percepción de individuos atractivos (Buss & Schmitt, 2019).
En el caso de la investigación sobre preferencias, los instrumentos de autorreporte, como la prueba IPRS, representan un amplio porcentaje de las técnicas de recolección de datos manejadas en el área (Schmitt, 2014). Estos instrumentos han demostrado ser flexibles y prácticos para recolectar una importante cantidad de información sobre las dinámicas de atracción y evaluación de pareja, pese a que pueden presentar dificultades a la hora de tratar con la deseabilidad social de las respuestas, como ocurre con buena parte de los instrumentos de autorreporte en otros campos de la psicología (Larson, 2019).
Ahora bien, en este análisis del comportamiento psicométrico de la prueba IPRS en dos muestras independientes de estudiantes universitarios colombianos, se evidencian unos índices psicométricos de confiabilidad interna aceptables en ambas aplicaciones, tanto para el total de la prueba como para cada una de sus dimensiones y reactivos. Del mismo modo, tal como se muestra en la aplicación 2 (aplicación 2 y submuestra), las estimaciones de confiabilidad Test-retest, sugieren que la prueba posee una estabilidad temporal moderada, asumiendo que las mediciones se mantienen similares si se examinan en dos momentos distintos en el tiempo.
Igualmente, en la adaptación al español se identifica una estructura factorial coincidente, a grandes rasgos, con la de los estudios originales, tal como lo revelan los hallazgos en el análisis factorial exploratorio y confirmatorio de las aplicaciones, con cinco dimensiones principales que se corresponden en su contenido con las propuestas por Katsena y Dimdins (2015), en su actualización de la prueba IPRS en Letonia. Lo anterior puede ser una evidencia firme de que la estructura de la prueba se conserva en otras poblaciones culturalmente distintas y que resiste variaciones como la traducción a otros idiomas (inglés-español). De igual modo, las semejanzas entre la carga de ítems en los factores entre la versión de Katsena y Dimdins (2015) y la presente adaptación local, sugiere que el seguimiento de los protocolos de validación y los procesos de adaptación tuvieron efectos positivos en la creación de la versión en español del instrumento IPRS (Muñiz & Fonseca-Pedrero, 2019).
Asimismo, en los procesos iniciales de traducción y evaluación de cada ítem por parte de los expertos, se muestra consistencia y coherencia en relación con las propuestas de adaptación de pruebas a otros idiomas (AERA et al., 2018), desarrollando procedimientos sistemáticos para la aplicación de cambios en la escala total y sus componentes, de acuerdo con las características lingüísticas y culturales de la población local (Colombia). De esta manera, se buscaba rescatar el contenido y significado de los ítems originales, adaptando los reactivos a partir de las interpretaciones de los descriptores de preferencias comúnmente usados por los habitantes de nuestra región. Lo anterior se evidencia en las evaluaciones positivas de los jueces expertos sobre la calidad de los ítems, y su moderada concordancia en la emisión de sus conceptos.
Por otro lado, las diferencias sexuales identificadas en ambas aplicaciones con muestras independientes han sido ampliamente reportadas en un gran número de culturas alrededor del mundo (Buss, 1989; Walter et al., 2020), bajo distintos tipos de metodologías (Schmitt, 2014) y diferentes orientaciones sexuales (Kostic & Scofield, 2022); donde los hombres dan una mayor atención a los rasgos de atractivo físico, y se muestra una tendencia de las mujeres a preferir características asociadas a recursos y estatus, inteligencia, calidez y confianza, además de habilidades sociales. Tales patrones se han replicado desde los primeros estudios de preferencias humanas hace más de cincuenta años (Buss et al., 2001); de igual modo, es uno de los hallazgos que más goza de soporte empírico en la psicología social y evolucionista (Conroy-Beam & Buss, 2021). Mas allá de las diferencias, se observa la prioridad que dan ambos sexos para preferir características asociadas con la calidez y confianza en la relación, inteligencia y habilidades sociales (Moreno et al., 2022; Thomas et al., 2020).
Lo anterior sugiere que la prueba no solo es capaz de repli-car los hallazgos reportados sobre el constructo de preferencias, sino que también ofrece evidencia de la estabilidad transcultural o “universalidad” de los patrones de preferencia, los cuales han sido observados desde diferentes circunstancias y sistemas de medición (Buss & Schmitt, 2019).
Para finalizar, es necesario aclarar que en este estudio pretendía inicialmente desarrollar una adaptación que permitiera hacer mediciones comparables con las desarrolladas por otros investigadores que hayan utilizado la versión original (inglesa) de la prueba; por lo cual, se trató de mantener las mismas condiciones originales de validación de la prueba (Fletcher et al., 1999; Katsena & Dimdins, 2015), como lo fue el uso de una muestra de estudiantes universitarios con tamaños de muestra equivalentes a los usados previamente. No obstante, se reconocen limitaciones al considerar que el número de participantes pudo ser reducido para la aplicación de los análisis mostrados en el presente trabajo (Roco Videla et al., 2021). En ese orden, los indicadores proporcionados en este estudio tienen un valor orientativo y deben ser evaluados con prudencia, a la espera de nuevos estudios que extiendan sus alcances a otros grupos poblacionales.
Con base en la anterior sugerencia, es importante recabar a futuro estimaciones con muestras independientes más amplias, donde de manera sistemática se recolecten datos representativos de la población colombiana. Lo anterior incluye utilizar muestreos probabilísticos aleatorios para estimar los indicadores psicométricos con mayor precisión, además de establecer comparaciones con versiones equivalentes o reducidas del instrumento. De igual forma, sería valioso reunir evidencias de validez convergente y discriminante, con otros instrumentos que también pretendan hacer mediciones de preferencias, además de evaluar la validez predictiva de la prueba con otros fenómenos asociados con la selección de pareja, como puede ser la satisfacción de preferencias. Todo lo anterior, con el fin de contribuir a mejorar el arsenal de pruebas validadas que puedan ser utilizadas por investigadores colombianos y latinoamericanos, interesados en estudiar las preferencias de pareja en el marco de las relaciones románticas humanas.
