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INTRODUCCIÓN
El estudio del perdón o capacidad para perdonar ha recibido especial atención de la comunidad científica en los últimos años (Casullo, 2005; Cullough & Witvliet, 2002), definido como capacidad empática, reconciliación, comprensión y olvido (Thompson & Synder, 2003), que está sujeto a la ocurrencia de una transgresión relacional, entendida como un tipo de estrés interpersonal provocado por la percepción de ser agraviado u ofendido por otro (McCullough, Root & Cohen, 2006). Otros autores señalan que el perdón se expresa en cambios prosociales, y sugieren que las personas que perdonan presentan menor motivación respecto a la búsqueda de revanchas y mayores actitudes de benevolencia (McCullough, 2000). Asimismo, se considera la capacidad de perdón como la voluntad para el restablecimiento de sentimientos de amor y confianza (Hargrave & Sells, 1997). Finalmente, es posible también definir el perdón en relación con los rasgos de personalidad, considerándolo una virtud o disposición (Roberts, 1995). Todas estas definiciones concuerdan en que al perdonar, los pensamientos, sentimientos y acciones hacia quien nos ofende se transforman desde un polo negativo hacia uno positivo (Casullo, 2005).
La importancia del perdón reside en que se encuentra relacionado con mayores niveles de bienestar psicológico (Makinen & Jhonson, 2006), salud mental (Coyle & Enrigth, 1997), resiliencia (Lyubomirsky, King & Diener, 2005), desarrollo moral (Enright, 1994; Fitzgibbons, 1986), esperanza y autoestima (Maltby, Day & Barber, 2004; Toussaint, Williams, Musick & Everson, 2001), satisfacción en la vida y menores niveles de depresión (Brown & Phillips, 2005). Asimismo , se relaciona negativamente con los síntomas psicopatológicos (Casullo, Morandi & Donati, 2005; Sheinsohn & Casullo, 2007), sentimientos de duelo (Coyle & Enrigth, 1997), angustia y ansiedad (Freedman & Enright, 1996) y estrés cardiovascular (Witvliet, Ludwig & Vander Laan, 2001).
Lo anterior permite tener una perspectiva positiva del perdón. En este contexto, el perdón es de vital importancia dentro del ámbito psi-coterapéutico en casos de separación (Gordon, Baucom & Snyder, 2005). Tal como lo señala Yárnoz-Yaben y Comino (2012), la ruptura de una relación amorosa es una situación traumática que afecta el bienestar psicológico de los involucrados, constituyéndose en un evento estresante que aunque en ocasiones pueda considerarse beneficioso (Yárnoz-Yaben, 2013), puede tener un riesgo para la salud, al estar relacionado con síntomas depresivos y suicidio (Ide, Wyder, Kolves & De Leo, 2010).
La capacidad de perdonar está asociada a patrones de comunicación más constructivos, menores niveles de agresión psicológica y el logro de mayores niveles de cercanía e intimidad luego de la separación (Fincham & Beach, 2002; Finkel, Rusbult, Kumashiro & Hannon, 2002). Perdonar a la expareja constituye un elemento básico dentro del proceso de duelo como consecuencia de la separación (Yárnoz-Yaben, 2008). Así, a las personas que perdonan a sus exparejas se les atribuyen menores niveles de culpa (Bonach & Sales, 2002) y presentan mayores niveles de salud mental (Rye, Folck, Heim,Olszewski &Traina, 2004).
A partir de los hallazgos, que muestran lo complejo e importante del perdón en la mejora la calidad de la relación luego de la separación (Bonach, 2005; Bonach, Sales & Koeske, 2005), surge la necesidad de contar con instrumentos que pretendan evaluar el nivel de perdón en una situación específica de separación, así como evaluar la eficacia y efectividad de programas de intervención relacionadas al tema. En este sentido, Yárnoz-Yaben y Comino (2012) elaboraron el Cuestionario de Perdón en Divorcio y Separación (CPD-S), como un instrumento de medida del perdón en situaciones de separación.
El cuestionario, de cinco ítems, construidos según una escala de tipo Likert de cinco alternativas, fue creado a partir de una muestra de 223 personas separados, con una edad promedio de 41.21 años, quienes llevaban separados entre 1 mes y 24 años. Con relación al estudio de las propiedades psicométricas, se empleó el análisis de componentes principales con rotación Vari-max, a través del método de Kaiser, que permitió identificar un solo factor que explica el 48 % de la varianza total. Se obtuvo un índice de confia-bilidad, mediante el coeficiente alfa de Cronbach, de .77. Por otro lado, para el establecimiento de la validez concurrente se correlacionó el CPD-S con la adaptación al divorcio (r = .51), satisfacción vital (r = .26) y el nivel de apoyo con la pareja (r = .31). Para el análisis de la validez predictiva se realizó un análisis de regresión lineal, en el que la variable dependiente era la adaptación al divorcio y las variables independientes el nivel de perdón en la separación, el tiempo transcurrido y la satisfacción vital postseparación; siendo el nivel de perdón la única variable que predice el 26 % de la varianza de la adaptación al divorcio y la separación.
El desarrollo creciente de instrumentos que evalúan el perdón hacen referencia, en su mayoría, al contexto anglosajón (Guzmán, Tapia, Tejada y Valenzuela, 2014). En el Perú no existen instrumentos validados para la medición del perdón dentro del marco de la separación de pareja. Tal carencia limita la posibilidad de desarrollar estudios enfocados a comprender un fenómeno presente en la orientación e intervención clínica, donde una proporción importante del quehacer terapéutico con parejas tiene que ver con la separación de la relación dañada.
Con base en la información precedente surge la necesidad de contar con un instrumento confiable y adaptado al entorno peruano y que en la práctica tengan que ser corta en uso y tiempo para la evaluación de la capacidad de perdonar en situaciones de separación. En este sentido, el objetivo de este estudio consistió en examinar la fiabilidad (consistencia interna) y validez de constructo (estructura factorial exploratoria) del Cuestionario de Perdón en la Separaáón (CPS) -el cual es una variación del cuestionario original en una muestra de adolescentes y jóvenes de Lima Metropolitana.
La utilidad de este estudio radica en que aporta evidencia que podría motivar el empleo del cuestionario por parte de los psicólogos peruanos y de otros contextos, facilitando, a posteriori, el planteamiento de intervenciones ligadas a este importante aspecto.
MÉTODO
Según Montero y León (2007), se trata de un estudio instrumental destinado a la adaptación y estudio de la propiedad psicométricas de un test, en este caso referido a la validez de cons-tructo, convergente y predictiva, así como la confiabilidad del CPS.
Participantes
Para este estudio se contó con la participación de 203 adolescentes y jóvenes de ambos sexos: 51 varones (25.1 %) y 152 mujeres (74.9 %), quienes se encontraban cursando la carrera Psicología y Trabajo Social en una universidad privada de Lima Metropolitana y que hubieran pasado por situaciones de separación amorosa. Sus edades oscilaban entre 16 y 32 años, con una edad promedio de 20.51 años (D.E= 3.375). El muestreo utilizado para la obtención de ambas muestras fue por conveniencia (intencional y no probabilístico), teniendo como criterios de inclusión los siguientes: a) que hayan nacido en el Perú; b) tener entre 16 y 45 años de edad, c) que fueran de ambos sexos; d) no tengan estado civil de casado y e) haya tenido una relación de pareja en los últimos seis meses. Cabe señalar que para el estudio de la validez predictiva y convergente se utilizó parte de la muestra general, la cual estuvo conformada por 154 adolescentes y jóvenes de Lima Metropolitana. De ellos, 38 eran varones (24.7%) y 116 mujeres (75.3%). El rango de edades iba de 16 a 38 años, con una edad promedio de 20.99 años (D.E= 3.802).
Instrumento
Cuestionario de Perdón en la Separación (CPS) es una variación del CPD-S de Yárnoz-Yaben y Comino (2012). El CPS es un instrumento de autoinforme, que puede servir como medida global del perdón en el ámbito de la separación. Está compuesto por cinco ítems de tipo cerrado construidos según una escala de tipo Likert de cinco alternativas, cuya valoración está entre 1 ("totalmente en desacuerdo") y 5 (totalmente de acuerdo"), en donde los ítems 1, 2 y 5 se valoran de manera inversa. El cuestionario puede ser aplicado de manera grupal o individual, con una duración de aproximadamente 10 minutos.
La Escala de Evaluación de la Capacidad de Perdón (CAPER) es una escala de autoinforme desarrollada por Casullo (2005) en una muestra de 800 personas adultas con edades que oscilan entre 22 y 60 años de edad, con el propósito de valorar de manera global la predisposición a perdonar. La Escala CAPER originalmente está compuesta por 20 ítems, con cuatro opciones de respuesta: 1 (Casi siempre falso para mí), 3 (A veces falso para mí), 5 (A veces verdadero para mí) y 7 (Casi siempre verdadero para mí). En la corrección se evalúan de forma directa los ítems 1, 3, 5, 8, 10, 12, 14, 16 y 18 y de forma inversa el resto (2, 4, 6, 7, 9, 11, 13, 15 y 17). Los ítem están agrupados en tres subescalas: Self o perdón a sí mismo (1 al 6); Perdón a otros (7 al 12) y Perdón a situaciones (13 al 18). Los dos últimos ítems, denominados Creencias, evalúan las atribuciones del perdón (19 y 20). En este estudio se informa niveles de consistencia interna relativamente aceptables para cada dimensión, respectivamente (α= .476; α= .514; α= .418) y para la escala global (α= .604). Estudios realizados a nivel internacional informan coeficientes de confibilidad similares a lo informado en el estudio peruano (consistencia interna entre .40 y .62), ya que cada dimensión se conforma con un bajo número de ítems (Casullo, 2005; Casullo & Fernández-Liporace, 2005; Day, Macaskill & Maltby, 2004; Mullet, Girard & Baskhshi, 2004).
La Escala de Felicidad de Lima (EFL), elaborada y validada por Reynaldo Alarcón (2006). Consta de 27 preguntas con cinco alternativas de respuesta tipo Likert: "Totalmente de acuerdo", "Acuerdo", "Ni acuerdo ni desacuerdo", "Desacuerdo" y "Totalmente en desacuerdo". El autor ha determinado además, mediante un análisis factorial, 4 factores de la felicidad: El factor 1 se refiere al Sentido positivo de la vida (α= .88), el factor 2 a la Satisfacción con la vida (α= .79), el factor 3 a la Realización personal (α= .76) y el factor 4 a la Alegría de vivir (α= .72).
El Índice de Esperanza de Herth (HHI) fue validado por Castilla et al. (2014) en una muestra de jóvenes y adultos de la ciudad de Lima. Es una versión reducida, desarrollada Herth (1992), que sirve como medida global de la esperanza. El HHI está compuesto por 10 ítems de tipo cerrado construidos según una escala de tipo Likert de cuatro alternativas cuya valoración está entre 1 ("Totalmente en desacuerdo") y 4 ("Totalmente de acuerdo). El análisis factorial exploratorio identificó dos componentes denominados "optimismo soporte" y "agencia". La consistencia interna moderada mediante el coeficiente alfa de Cronach cuyo valor es de .851 y para los factores .84 y .82, respectivamente. El modelo bifactor fue puesto a prueba posteriormente mendiante el análisis factorial confirmatorio (Castilla-Cabello, Caycho, Ventura-León & Barboza-Palomino, 2016) y mostró daos estadísticos meritorios respecto a otros modelos.
Escala de Orientación hacia la vida-Revisado (LOT-R) de Scheier, Carver y Bridges (1994), fue desarrollada para evaluar las diferencias individuales en el pesimismo vs. optimismo generalizado. La prueba está compuesta por 10 ítems en un formato tipo Likert de 5 opciones de respuesta. La confiabilidad fue determinada a partir del coeficiente alfa de Cronbach cuyos rangos se ubican entre .43 y .63. La validez predictiva estableció que el instrumento permite evaluar el grado de optimismo en las personas.
Procedimiento
El estudio fue aprobado por el comité de ética de la Universidad Privada del Norte, ubicada en Lima (Perú). El CPS se aplicó dentro de las aulas de clase, informándoles acerca de los objetivos de la evaluación y las condiciones de anonimato. Las evaluaciones fueron realizadas por un examinador, quien leyó las instrucciones que figuran en la escala y resolvió dudas de los participantes. Los participantes resolvieron el cuestionario de forma voluntaria y anónima, dando su conformidad mediante una ficha de consentimiento informado que garantiza la confidencialidad de los datos suministrados. Una vez aplicado el instrumento se excluyeron del análisis aquellos cuestionarios que (a) omitían datos sociodemográficos; (b) tenían dos o más omisiones, considerándose también como omisión dos o más alternativas marcadas en un ítem; (c) tuvieran patrones inusuales de respuesta como elegir la misma alternativa en casi todos los ítems; y (d) que no cumplieran con los datos de inclusión. Teniendo en cuenta los criterios descritos, se excluyeron 107 cuestionarios, quedando la muestra final con 203 participantes.
Análisis de datos
El análisis de los datos se llevó a cabo utilizando el programa VISTA-CITA (Ledesma & Molina, 2009; Young, 2003) para el análisis de ítems y confiabilidad; en lo que respecta al análisis factorial exploratorio ,el programa FACTOR 9.3 (Lorenzo-Seva & Ferrando, 2007); mientras que para el análisis y comparación de coeficientes de confiabilidad se utilizó el programa ALPHA-TEST (Merino y Lautenshlager, 2003).
Se hizo un examen preliminar de los datos con el fin de detectar y manejar datos ausentes y atípicos, y en el proceso se excluyó caso. El estudio psicométrico de la escala incluyó, en primer lugar, el análisis de ítems a través de la correlación ítem - test mediante la correlación producto momento de Pearson. Para el examen de la estructura factorial del instrumento se realizó un análisis factorial exploratorio (AFE), determinando el número de factores mediante el análisis paralelo. Luego de esto se evaluó la consistencia interna del instrumento mediante el alfa de Cronbach.
RESULTADOS
Análisis preliminar de los ítems
Antes de proceder con el análisis factorial exploratorio se realizó un análisis preliminar de los ítems (ver tabla 1). Se observa que la media de los ítems oscila entre 3.47 (item3: He perdonado a mi expareja) a 3.88 (item5: Espero que mi ex pareja reciba lo que se merece por todo el daño que me causo); la mayor variabilidad la presenta el ítem 5 con una desviación estándar de 1.266. Respecto a los coeficientes de asimetría de los ítems, todos presentaron valores negativos, lo que indica una tendencia a puntuaciones altas. Del mismo modo, no se destectó la presencia de puntajes extremos ni multicolinealidad.
Análisis de homogeneidad del test
Se examinó el grado de asociación entre los ítems que conforman la prueba y el test (ver tabla 2) (Elosua, 2003), y se retuvo aquellos que tuvieron una correlación ítem-test mayor a .20 (Kline, 1998). Con relación a los reactivos, todos mostraron índices de homogeneidad satisfactorios, desde .405 (ítem 3: He perdonado a mi expareja) hasta .583 (ítem 2: No puedo evitar culpar a mi expareja por haber causado la ruptura en la relación), lo cual da cuenta de una homogeneidad adecuada.
La tercera columna de la tabla 2 presenta los coeficientes alfa de Cronbach para cada uno de los 5 ítems, en donde todos los valores alfa son moderados y significativos, en un rango que va de .632 a .705.
Análisis Factorial Exploratorio (AFE)
Con la finalidad de analizar la viabilidad del empleo del análisis factorial para la determinación de la validez del CPS se exploró si los datos poseían la bondad de ajuste para realizar el análisis factorial. Para la primera etapa del AFE, el valor correspondiente a la prueba de Kaise-Meyer-Olkin (KMO) fue de .653, considerado como grado de correlación medio, y habría una aceptación media en los resultados del análisis factorial. La prueba de esfericidad de Bartlett fue significativa (x2- 263.4; gl- 10; p- .000). Para la determinación del número de factores se utilizó el análisis paralelo (ver tabla 3), propuesto por Horn (1965), por medio del cual se sugirió la extracción de un solo factor.
Tabla 3 Análisis paralelo para el CPS (N = 203)
| Factores | Autovalores empíricos | Autovalores aleatorios | Autovalores aleatorios al 95% |
|---|---|---|---|
| 1 | 57.8* | 41.3 | 52.2 |
| 2 | 26.1 | 29.7 | 35.7 |
| 3 | 10.1 | 19.6 | 25.5 |
| 4 | 5.0 | 9.4 | 16.9 |
Nota: *autovalor empírico mayor al aleatorio.
De este modo, el análisis realizado fue el de mínimos cuadrados no ponderados, sin rotación.
El factor obtenido explicó el 52.1 % de la varianza total del instrumento (tabla 4). En dicho factor las saturaciones factoriales correspondientes a los ítems presentan cargas no inferiores a 0.40, evaluadas en las categorías de “bueno” o “excelente”, con propósitos de interpretación factorial.
Tabla 4 Análisis Factorial exploratorio del Cuestionario de Perdón en la Separación de pareja (N - 203)
| Ítem | Descripción | F 1 | h 2 |
|---|---|---|---|
| 2 | No puedo evitar culpar a mi expareja por haber causado la ruptura en la relación. | .826 | .682 |
| 1 | Estoy enfadado(a) hacia mi expareja. | .725 | .525 |
| 5 | Espero que mi expareja reciba lo que se merece por todo el daño que me causó. | .660 | .435 |
| 4 | A pesar de que el comportamiento de mi expareja me ha dolido, no le guardo rencor. | .448 | .234 |
| 3 | He perdonado a mi expareja. | .453 | 2.05 |
Valor Eigen 2.607
% Varianza explicada 52.1%
La tabla 5 reporta la matriz de correlación policóricas, debido a que es la más conveniente cuando la naturaleza de las variables son ordinales.
Análisis y comparación de la fiabilidad
En la tabla 6 se presenta la confiabilidad para la escala total mediante el coeficiente alfa de Cronbach (α= .720), considerado aceptable, con un intervalo de confianza que varía de .655 a .777. Adicionalmente, se presenta la invarianza del alfa de Cronbach de acuerdo con el género, observando que no existen diferencias estadísticamente significativas en la escala total 
Validez Convergente
Se analizó la relación entre el Cuestionario de Perdón en la Separación (CPS), Escala de Capacidad de Perdón (CAPER), la Escala de Felicidad de Lima (EFL), el Índice de Esperanza de Herth (HHI) y la Escala de Orientación hacia la Vida-Revisado (LOT-R). La tabla 7 muestra los valores de correlación obtenida entre la escala de perdón en la separación de pareja y la capacidad de perdón con un valor moderado (r- .412).
Tabla 7 Coeficientes de correlación del perdón en la separación de pareja y la Capacidad de Perdón, felicidad, esperanza y optimismo (N - 154)
| 1 | 2 | 3 | 4 5 | |
|---|---|---|---|---|
| 1. Perdón en la separación (CPS) | 1 | |||
| 2. Perdón (CAPER) | .421** | 1 | ||
| 3. Felicidad (EFL) | .225** | .478** | 1 | |
| 4. Esperanza (IHH) | .225** | .374** | .586** | 1 |
| 5. Optimismo (LOT-R) | .270** | .414** | 581** | .491** 1 |
** p< 0.01 (bilateral).
Asimismo la correlación con la felicidad (r-237), esperanza (r- .230) y optimismo (r- .207) obtuvieron un valor moderado bajo, siendo todas . estas correlaciones significativas (p< 0.01).
Validez Predictiva
Para determinar si el perdón en la separación (CPS) predice la capacidad de perdonar (CAPER) se realizó un análisis de regresión lineal (véase tabla 8). Se introdujo la variable mencionada. La tabla 8 presenta los coeficientes de correlación múltiple R, R2, R2 corregido, error estándar de la estimación (EE) y el valor F de ANOVA.
Tabla 8 Coeficientes de correlación lineal, R, R2, R2corregida, EE, F. (N - 154)
| Modelo | R | R 2 | R 2 corregida | EE | F | Sig. |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 1 | .404 | .163 | .158 | 9.263 | 29.654 | .000 |
Variable predictora: Capacidad de perdón
Variable dependiente: Perdón en la separación
El coeficiente de determinación indica que el modelo de regresión explica 16.3 % de la varianza total de la variable capacidad de perdonar (R2 - .163). Ellis (2010) sostiene que una magnitud de R2 superior a .13 indica un tamaño de efecto mediano. Por otra parte, un valor mayor del coeficiente de determinación lineal indica un mayor poder explicativo de la ecuación de regresión y, por lo tanto, mayor poder de predicción de la variable dependiente. La R2 corregida explica el 15.8 %. El valor F de ANOVA (F - 29.654, p -.001) señala la existencia de una relación lineal significativa entre la variable predictora y la variable capacidad de perdonar.
DISCUSIÓN
Esta investigación tuvo como objetivo analizar las propiedades psicométricas de confiabilidad y validez del Cuestionario de Perdón en la Separación (CPS) en una muestra de estudiantes universitarios de Lima Metropolitana. Se sabe que contar con adecuadas propiedades psicométricas puede ayudar a garantizar un buen uso del instrumento en el contexto donde se ha trabajado, así como a la realización de interpretaciones válidas a partir de las puntuaciones del instrumento.
En relación con el análisis de ítems, se observa que los índices de homogeneidad oscilan entre .405 y .583. Estos indicadores dan cuenta de que si bien todos los reactivos se relacionan con el constructo general que es perdón en la separación, entre ellos existe variabilidad en cuanto al grado de relación con dicho constructo. Un aspecto para resaltar es que no hubo eliminación de ítems, debido a que presentaban una correlación biserial por puntos mayor que .20 (Likert, 1932). La correlación ítem-escala más alta corresponde al ítem 2: No puedo evitar culpar a mi ex pareja por haber causado la ruptura (r-.583; p<.01), mientras la más baja corresponde al ítem 3: He perdonado a mi expareja (r-.405; p<.01). Es así que los coeficientes de correlación pueden ser clasificados como moderados (Delgado, Escurra y Torres, 2006). Estos resultados indican que los 5 reactivos miden indicadores de un mismo constructo, contribuyendo con eficacia a su medición. Se observa que cada ítem mantiene cierta independencia dentro de un todo que es la escala.
Con relación a la consistencia interna de la escala, lo hallado en este trabajo (α -.720) es similar al reportado por Yárnoz-Yaben y Comino (2012) (α -.77), siendo un índice considerado como adecuado (Campo-Arias & Oviedo, 2008). Este resultado es corroborado por la estabilidad del coeficiente alfa de cronbach, con un intervalo de confianza al 95 % (0.655; 0.777), tal como sugieren Ledesma (2004), Duhachek y Iacobucci (2004) y Newcombe y Merino (2006), aunque se debe tener precauciones al interpretarlos de forma apresurada. Es importante tener en cuenta que las diferencias de los índices de fiabilidad se debe sobre todo a la variabilidad de las muestras (Prieto y Delgado, 2010). En relación con las magnitudes de los coeficientes de confiabilidad encontrados, estos son adecuados (Prieto y Delgado, 2010) y aceptables (Campo-Arias y Oviedo, 2008).
Asimismo, se estudió la estructura interna del instrumento mediante la técnica del análisis factorial. En este sentido, además de los aspectos técnicos, el análisis de la estructura factorial de una escala es un procedimiento caracterizado por su claridad para mostrar los datos y tendencia a producir soluciones clínicas útiles (Lowe & Reynolds, 2000). En el análisis se puede observar que el peso factorial de cada variable (ítems) se encuentra concentrada con mayor fuerza en un solo factor. Este resultado evidencia la existencia de coherencia factorial entre los ítems integrantes del factor. Cabe señalar que en el proceso se presentaron algunas dificultades, por lo que la validez del instrumento no es concluyente. El valor de la prueba de KMO no es el más adecuado, lo cual pone en duda la factibilidad de realizar un análisis factorial para los ítems que forman el CPS. En cuanto a la estructura factorial, se logró identificar un factor subyacente tras el constructor de perdón en la separación de pareja, similar a lo informado originalmente por Yárnoz-Yaben y Comino (2012). El estudio original utiliza como criterio para la determinación del número de factores la regla de Kaiser (1974) y el método de extracción de los factores fue el de componentes principales; mientras que en este estudio se eligió el de mínimo cuadrados no ponderados. Como se sabe, el primer método analiza toda la varianza (común y no común) y en el segundo solo la varianza compartida (Morales, 2013); se prefiere este último, por ser el recomendando en las políticas editoriales de algunas revistas y avalado por numerosas investigaciones (Ledesma & Valero-Mora, 2007).
El factor, conformado por los 5 ítems del cuestionario, explica el 52.1 % de la varianza de la prueba, y coinciden con los planteamientos de Carmines y Zeller (1979), quienes plantean que el mínimo requerido es 20b % de varianza explicada para concluir la existencia de unidimensionalidad, siendo todos los valores factoriales superiores a .40, lo que evidencia que los reactivos contribuyen significativamente a la evaluación del constructo de perdón en la separación. Asimismo, los hallazgos del análisis factorial cumplen los tres criterios señalados por Anastasi (1974) para ser considerado un análisis adecuado: (a) estructura simple, (b) saturaciones positivas y (c) facilidad para la interpretación.
Si bien es cierto que el análisis factorial exploratorio es una aproximación débil a la validación del constructo (Messick, 1995), se eligió dicho procedimiento debido a que en ciencias sociales no es fácil especificar con precisión el valor de las correlaciones entre cada variable, además de que el número de sujetos de la muestra no es suficiente (Morales-Vallejos, 2012). Sumado a ello, al ser un test nuevo en el contexto peruano no se tienen hipótesis previas del comportamiento de los ítems. Además de ello, la aplicación del análisis factorial confirmatorio viene guiado por supuestos previos (Ferrando y Anguiano-Carrasco, 2010), de lo cual carece este instrumento, ya que es la primera vez que se analiza su estructura factorial en el contexto peruano.
Por otro lado, se buscó encontrar evidencias de validez convergente y predictiva. Para ello se analizó la relación del CPS con la capacidad de perdón, la felicidad, la esperanza y el optimismo, y se halló un patrón coherente en el que el perdón en la separación de pareja correlaciona significativamente con las variables anteriormente mencionadas (p<.01). Para examinar la validez predictiva del instrumento se encontró que el CPS predice el 16.3 % de la variable capacidad de perdón (CAPER).
Entre las limitaciones del estudio debe señalarse la muestra no probabilística y la poca representatividad de la misma. Aquello lleva a considerar las conclusiones del estudio, como hipótesis previas para estudios posteriores; en los que se realice muestreos probabilísticos y se examine el comportamiento del cuestionario en una población diferente de la aquí estudiada.
Por lo tanto, es importante señalar que los resultados obtenidos en este estudio no son concluyentes, pues es necesario continuar las investigaciones para encontrar mayores evidencias acerca de la validez y confiabilidad del cuestionario. Utilizándose así, otros métodos de validez como los planteados por Campbell y Fiske (1955) acerca de la validación mediante el método convergente y divergente utilizando la matriz multirasgo-multimétodo en una muestra más amplia.
Finalmente, de ser necesario su uso en nuestro medio en una población de adolescentes y jóvenes peruanos y debido a algunos índices por debajo de lo aceptable, como el KMO, el cuestionario debe ser utilizado con precaución al momento de extraer conclusiones de la presencia o no del perdón en contextos de separación en un individuo.
