TERAPIA PSICOLÓGICA
2013, Vol. 31, Nº 3, 313-324
Copyright 2013 by Sociedad Chilena de Psicología Clínica
ISSN 0716-6184 (impresa) · ISSN 0718-4808 (en línea)
Validación Chilena del Cuestionario de Evaluación del Apego
Romántico Experiences in Close Relationships (ECR): Análisis de la
Validez de Criterio
A Chilean Validation of the Romantic Attachment Questionnaire Experiences in Close
Relationships (ECR): Analysis of Criterion Validity
Rosario Spencer
Universidad de Talca, Chile
Mónica Guzmán
Universidad Católica del Norte, Chile
Andrés Fresno
Universidad de Talca, Chile
Nadia Ramos
Universidad de Talca, Chile
(Rec: 24 de abril de 2012 / Acept: 11 de abril de 2013)
Resumen
El objetivo de esta investigación fue analizar la validez de criterio del cuestionario de apego romántico Experiences in Close Relationships (ECR, Brennan, Clark y Shaver, 1998) para la población chilena de adultos.
Este cuestionario evalúa las dos dimensiones del apego romántico adulto: la evitación (de la intimidad) y la
ansiedad (acerca de las relaciones). Los participantes fueron 549 adultos, quienes completaron el cuestionario
ECR y el cuestionario de apego adulto CaMir. Se evaluó las propiedades psicométricas del cuestionario,
mostrando que es un instrumento con una adecuada validez de criterio y con una estructura factorial que
representa las dos dimensiones teóricas propuestas por los autores originales. Se concluye que la versión
chilena del ECR es válida para examinar el apego romántico en la adultez.
Palabras clave: apego romántico, apego adulto, validación de instrumento, validez de constructo.
Abstract
The aim of this study was to analyze the criterion validity of the Chilean version of the Experiences in
Close Relationships (ECR; Brennan, Clark y Shaver 1998) questionnaire in a sample of Chilean adults.
This self-report questionnaire assesses two dimensions of romantic attachment: avoidance (of intimacy) and
anxiety (about relationships). 549 Chilean adults completed the ECR and the Chilean version of the adult
attachment questionnaire CaMir. Data analyses evaluated psychometric properties of the Chilean ECR, and
showed adequate evidence of reliability, criterion validity, and a bifactorial structure similar to the original
instrument. We can conclude that the Chilean version of the ECR is a reliable and valid measure to assess
the romantic attachment in this population.
Key words: Romantic attachment, adult attachment, test adaptation.
Correspondencia: Rosario Spencer, Facultad de Psicología Universidad de Talca, Avenida Lircay s/n, Talca, Chile. E-mail: rspencer@utalca.
cl,rosariospencer@gmail.com, teléfono ++5671-201784
Nota de la Autora: Esta investigación ha sido inanciada con la ayuda para proyectos de investigación concedida por el Fondo Nacional de Desarrollo
Cientíico y Tecnológico del Gobierno de Chile (FONDECYT N° 11080093) a la primera autora.
La elaboración de este artículo contó con el apoyo del Programa de Investigación en Calidad de Vida y Ambientes Saludables de la Facultad de Psicología
de la Universidad de Talca
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RosaRio spenceR, Mónica GuzMán, andRés FResno y nadia RaMos
Introducción
Bowlby (1980/1993), a través de la teoría del apego,
plantea que desde la infancia, y a lo largo de toda la vida, las
personas tienden a establecer vínculos afectivos selectivos
y estables, y que la pérdida de estos impacta negativamente
el desarrollo y bienestar personal.
En la infancia, las principales relaciones de apego se
dan entre el niño y sus cuidadores (Bowlby, 1969/1998),
y en la adultez, la relación que da cuenta del apego adulto
es el vínculo de intimidad establecido con la pareja romántica (Hazan y Shaver, 1987). La experiencia de apego
temprana del bebé con sus cuidadores tiene un impacto
en la capacidad de formar vínculos en etapas ulteriores
del desarrollo. Esto se explica a partir de lo que Bowlby
(1969/1998, 1980/1993) propone como Modelo Operativo
Interno de apego (internal working model), término empleado para describir las representaciones mentales que
el bebé crea de sí mismo, de su igura de apego y de la
relación entre ambos. Este modelo representacional se
desarrolla tempranamente a partir de la internalización
de pautas interaccionales entre los cuidadores y el niño
(Bowlby, 1980/1993) y sirven de guía para futuras relaciones interpersonales (Benoit y Parker, 1994; Bretherton
y Mundholland, 2008; Fonagy, Steele y Steele, 1991). De
este modo, se plantea una continuidad de la calidad del
apego, en la medida en que las características del vínculo
de apego del bebé con sus cuidadores primarios se extenderían a otras relaciones signiicativas, por ejemplo,
el vínculo de amistad o de pareja (Fraley, 2002; Fraley
y Shaver, 2000)
A partir de los estudios pioneros de Hazan y Shaver
(1987) el vínculo de pareja fue examinado a la luz de la
teoría del apego (Hazan y Shaver, 1987), encontrándose
aspectos similares entre las características del apego infantil
y los patrones conductuales y sentimentales del vínculo
romántico de pareja (Martínez y Santelices, 2005). Desde
entonces, el apego romántico ha sido ampliamente estudiado
(Mikulincer y Shaver, 2007), con el objetivo de examinar
las creencias de las personas respecto a sus sentimientos,
comportamientos, actitudes y pensamientos en una relación
de pareja (Shaver, Belsky, y Brennan, 2000). Utilizando
cuestionarios de autorreporte se han descrito dos dimensiones
del apego romántico: la ansiedad y la evitación (Brennan,
Clark y Shaver, 1998). La primera explica el grado en que
una persona teme o se preocupa por ser abandonada o rechazada en las relaciones de pareja, mientras que la segunda
concierne al grado en que una persona evita la intimidad,
rechazando la cercanía física y psicológica con la pareja,
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mostrando molestias al tener que depender y apoyarse en
esta (Obegi, Morrison, y Shaver, 2004).
Uno de los instrumentos más utilizados en los estudios
sobre apego adulto romántico es el Experience in Close
Relationship (Brennan, Clark, y Shaver, 1998), cuestionario
que evalúa ambas dimensiones del apego adulto: evitación
y ansiedad (Shaver y Mikulincer, 2002). A partir de la combinación de ambas escalas se deinen 4 estilos de apego. El
apego seguro (bajos niveles de ansiedad y evitación) presenta
alta autoestima, conianza en los otros, y relaciones íntimas
cercanas y autónomas. El estilo de apego inseguro temeroso
(altos niveles de ansiedad y evitación) muestra una autoimagen
negativa, una falta de conianza en los demás, y un elevado
nivel de estrés en las relaciones. El estilo de apego inseguro
preocupado (alta ansiedad y baja evitación) evidencia una
autoestima dependiente de la opinión y aceptación de los
demás. Finalmente, el estilo de apego inseguro desentendido
(baja ansiedad y alta evitación) se caracteriza por una visión
de sí mismo idealizada, una negación de los sentimientos
de estrés y una descaliicación de las relaciones íntimas
(Bartholomew y Horowitz, 1991). De acuerdo al análisis
de Fraley, Waller y Brennan (2000), de los cuestionarios
utilizados en la evaluación del apego adulto, éste es el que
tiene mejores propiedades psicométricas. Los estudios que
utilizan el ECR han permitido establecer relaciones entre
apego romántico y temáticas relevantes para la psicología,
como por ejemplo la evaluación y búsqueda de soporte social
(Anders y Tucker, 2000; Mallinckrodt y Wei, 2005; Vogel
y Wei, 2005), la violencia conyugal (Treboux, Crowell, y
Waters, 2004) e incluso las patologías psiquiátricas (Vogel
y Wei, 2005). Sin embargo, los resultados de estos estudios
no son del todo generalizables en la medida en que fueron
obtenidos a partir de poblaciones provenientes de Estados
Unidos, Canadá y Europa (Alonso-Arbiol, Balluerka, y Shaver,
2007; Lafontaine y Lussier, 2003; Olsson, Sorebo y Dahl,
2010; Tsagarakis, Kafestios y Stalikas, 2007). Se evidencia
una baja representatividad de poblaciones latinoamericanas
en el estudio del apego romántico (del Giudice, 2011), y en
el caso de Chile existen pocas iniciativas de investigación en
apego adulto (Martínez y Santelices, 2005). Esto se explicaría
por la escasez de medidas válidas que permitan realizar estas
investigaciones (Martínez y Santelices, 2005), a excepción
del cuestionario de apego adulto CaMir (Garrido, Santelices,
Pierrehumbert y Armijo, 2009), validado para la población
chilena, y que evalúa las estrategias de apego del adulto en
términos generales (no especíicamente en la pareja). Otra
iniciativa en esta línea corresponde a la elaboración de una
versión breve del ECR chileno, con una población similar,
pero con una muestra de mayor tamaño que la del presente
Validación chilena del cuestionario de eValuación del apego
artículo, que sirvió para constatar la validez de constructo
del instrumento, mostrando propiedades psicométricas
adecuadas (Spencer, Alonso-Arbiol y Fresno, 2013). No
obstante, para la elaboración de la versión breve del ECR
chileno no se analizó la validez de criterio utilizando como
medida de comparación otro instrumento de apego validado
en Chile, planteándose por tanto la necesidad de realizar
dichos análisis con el instrumento original y completo.
Considerando los antecedentes expuestos, el objetivo
del presente artículo es analizar la validez de criterio de la
versión chilena del cuestionario de apego romántico ECR,
con la inalidad de contribuir al desarrollo de una versión del
instrumento válida y iable para su uso en población chilena
de adultos de diversas edades. Se complementará el estudio
de la validez de criterio con el análisis de la coniabilidad
y de la estructura factorial del cuestionario, que permitan
veriicar los resultados encontrados en la propuesta de la
versión breve del instrumento (Spencer et al., 2013).
Método
Participantes
Los participantes forman parte de un estudio más amplio
que evalúa la transmisión intergeneracional del apego. Por
esta razón, la muestra estuvo compuesta por padres, madres, y
sus hijos e hijas adultos jóvenes provenientes de la región del
Maule. Inicialmente la muestra se compuso de 555 adultos,
pero tras detectar los casos atípicos y examinar que fuesen
al azar, se eliminaron 6 casos, quedando la muestra formada
por 549 sujetos (182 hijos/as, 184 madres y 183 padres).
La muestra de hijos/as (n =182) presenta un promedio de
edad de 20.86 años (DE = 2.53) y se distribuye en un 58.8%
de mujeres (n = 107) y un 41.2% de hombres (n = 75). La
distribución según nivel socioeconómico (NSE) muestra
que un 68.7% pertenecía a un NSE medio, 21.4% a un nivel
medio alto, 4.9% a nivel alto, 4.4% a nivel medio bajo y
0.5% a nivel bajo. Un 48.9% de los participantes tenía una
relación de pareja al momento de la evaluación.
La muestra de madres se compone por 184 mujeres,
con un promedio de edad de 49.37 años (DE = 5.35). Un
69.6% pertenecía a un NSE medio, 23.4% medio alto, 3.8%
medio bajo y 3.3% alto. La totalidad de las madres tenían
una relación de pareja al momento de la evaluación.
La muestra de padres se compuso por 183 hombres,
con un promedio de edad de 51.36 años (DE = 5.61). Un
47.5% pertenecía a NSE medio, un 34.4% a medio alto, un
15.3% medio bajo y un 2.7% al estrato alto. Al igual que
315
las madres, la totalidad de los padres estaban involucrados
en una relación de pareja al momento del estudio.
Las diferencias entre el NSE reportado por las madres
y los padres se debe a que cada uno de ellos contestó en
forma individual la encuesta sociodemográica, por lo que
en algunos casos se evidencian variaciones menores en
estos resultados.
Para efectos de comparar diferencias en la ansiedad y
evitación del apego en función del NSE y dado que algunos
de los niveles sólo tenían un caso, se decidió reagrupar este
en tres grupos: bajo y medio bajo, medio y un tercer grupo
medio alto, alto.
Instrumentos
Experiences in Close Relationships (ECR, Brennan et al.,
1998; Alonso-Arbiol et al., 2007 para la versión española).
Este cuestionario de auto-reporte consta de 36 ítems que
evalúan las dos dimensiones del apego romántico, la ansiedad
(de las relaciones), y la evitación (de la intimidad) (Obegi,
Morrison y Shaver, 2004). Cada dimensión corresponde a
una escala, las cuales constan de 18 ítems evaluados en una
escala Likert de 7 opciones, donde 1 signiica “totalmente en
desacuerdo” y 7 “totalmente de acuerdo”. Los puntajes para
cada dimensión del apego se obtienen a partir del promedio
de los valores de los ítems correspondientes a cada una.
Ejemplos de ítems serían “me preocupa bastante la posibilidad
de perder a mi pareja” (ítem 8 escala ansiedad), y “preiero
no mostrar a mi pareja mis sentimientos personales” (ítem
1 escala evitación). Además de la evaluación dimensional,
el ECR permite la distinción de 4 categorías de apego en el
adulto: seguro, temeroso, preocupado y desentendido, que
resultan de la combinación de ambas dimensiones.
Se realizó una aplicación piloto del instrumento español
a un grupo reducido de personas (N=20) evidenciándose
diicultades en la comprensión del idioma, razón por la cual
se realizó una adaptación lingüística a partir de la versión
española del ECR (ECR-S, Alonso-Arbiol et al., 2007) utilizando el método de validez de expertos. Cuatro psicólogos
entendidos en la teoría del apego y en psicología de parejas
evaluaron independientemente cada ítem y propusieron modiicaciones en aquellos casos en el que el español utilizado
no fuera apropiado para la población chilena. Así, siguiendo
las indicaciones de Balluerka, Gorostiaga, Alonso-Arbiol y
Haranburu (2007), los ítems fueron adaptados y reenviados a
los jueces quienes examinaron la adecuación de los cambios
en relación al sentido original de cada ítem, evaluando si
los reactivos propuestos eran adecuados, medianamente
adecuados o inadecuados. Los ítems problemáticos fueron
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RosaRio spenceR, Mónica GuzMán, andRés FResno y nadia RaMos
adaptados en base a las sugerencias de los jueces y reenviados para su evaluación. El acuerdo interjuez evaluado a
través del coeiciente Kappa fue de 0.7. Una vez obtenida
la versión del ECR, se realizó una segunda aplicación
piloto (N = 68) para evaluar la comprensión de los ítems
en población de adultos chilenos. Siguiendo el modelo
de Noftle y Shaver (2006), el cuestionario adaptado fue
aplicado con la instrucción de responderlo en base las relaciones de pareja en general, no a alguna en particular. Se
mantuvieron los 36 ítems originales. Los coeicientes alfa
de Cronbach obtenidos en esta aplicación fueron de 0.82
(escala de evitación) y 0.83 (escala de ansiedad), por lo que
se concluyó que la consistencia interna del cuestionario era
buena, similar a la obtenida por Alonso-Arbiol et al., (2007).
Las escalas evaluadas son independientes entre ellas, no
estando correlacionadas.
Cuestionario de apego adulto «Cartes, Modèles
Individuels de Relation (CaMir )» (Pierrehumbert,
Karmanaiola, Sieye, Meisler y Halfon, 1996) validado
para la población chilena por Garrido et al. (2009). Este
cuestionario de auto-reporte tiene por objetivo examinar
los modelos internos operantes (MIO) del apego en adultos. Se evalúan las estrategias relacionales del individuo
a través de la exploración de los vínculos de apego de la
infancia (pasado) y de los vínculos con la familia actual
(presente). La versión chilena posee 71 ítems distribuidos
en 13 escalas. El instrumento permite obtener puntajes de
cada uno de los prototipos de apego para cada sujeto, y dar
cuenta de estilos de apego adulto predominante mediante
la agrupación de los puntajes obtenidos en las 13 escalas.
De este modo, es posible realizar análisis considerando
el apego tanto desde una perspectiva dimensional como
categorial. La versión chilena del CaMir obtuvo una iabilidad correcta, mostrando para la mayoría de las escalas
valores alfa en un rango de 0.72 a 0.84. (Garrido et al.,
2009). De acuerdo a los objetivos del presente estudio, sólo
se tomarán en cuenta en los análisis los puntajes correspondientes a los prototipos de apego (seguro, rechazante
y preocupado) y los estilos de apego.
Encuesta sociodemográfica. Se confeccionó una
encuesta que permitiera recopilar los datos sociodemográicos de la muestra, tales como la edad, el género,
el nivel socioeconómico (NSE) y el hecho de estar en
una relación de pareja actualmente. El NSE se obtuvo a
partir del examen de dos variables: el nivel educacional
alcanzado por el/la principal proveedor del hogar (sin
estudios a postgrado); y cierto número de bienes especíicos presentes o ausentes en el hogar. La combinación
de ambas variables permite formar una matriz que da
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cuenta de los siguientes NSE: 1= bajo, 2 = medio-bajo,
3 = medio, 4 = medio-alto, y 5 = alto (ADIMARK, 2004).
Procedimiento
Se contactaron universidades de la ciudad de Talca y se
solicitó tener acceso a los estudiantes para poder presentarles
el proyecto. Se realizaron charlas masivas para los alumnos
de distintas carreras (seleccionadas al azar), en las cuales
se explicó la investigación y se invitó a participar en ésta
voluntariamente. Se solicitó que los jóvenes interesados
fueran los encargados de transmitir la información a sus
padres, apoyándose en un díptico informativo que contenía
información similar a la expuesta en la charla. Se logró la
aceptación de 555 personas (185 hijos con sus respectivos
padres), quienes fueron incluidas en la investigación tras
irmar un consentimiento informado, asegurándose la conidencialidad en el manejo de los datos y el anonimato de
la participación. Los cuestionarios fueron completados de
manera individual y aplicados o en el establecimiento universitario o en el domicilio de los participantes, en función
de su disponibilidad. Los datos fueron recogidos antes del
terremoto que afectó la región en 2010.
Análisis de datos
Se ocupó el programa SPSS 15.0 para realizar el análisis de los datos. Previo al examen preliminar de éstos y
la evaluación de la estadística descriptiva, se procedió a
evaluar la estructura factorial mediante un análisis factorial
exploratorio, y la consistencia interna, mediante el alpha de
Cronbach. Estos análisis se realizaron independientemente
para la muestra de hijos, madres y padres. Además, para la
evaluación de la validez de criterio se ocupó análisis correlacional y Análisis de la Varianza (ANOVA), para evaluar
la asociación con los prototipos del CaMir y las diferencias
con el estatus de la relación respectivamente. El análisis de
la validez de criterio se realizó con la muestra de hijos, ya
que con este grupo se puede examinar las diferencias del
apego en función del estatus de la relación.
Resultados
Análisis preliminares
Antes de llevar a cabo los análisis, se examinó cada una
de las muestras a in de detectar casos atípicos y evaluar los
siguientes supuestos requeridos.
Validación chilena del cuestionario de eValuación del apego
Para la identiicación de atípicos se utilizó la distancia
de Mahalannobis, siendo eliminados 6 casos de los posteriores análisis.
Se realizó la prueba Kolmorogov-Smirnov para evaluar
si las dimensiones del apego se distribuían normalmente.
En las tres muestras, las escalas de ansiedad y evitación
cumplieron este supuesto (p > .05).
Dada la no independencia de los datos en las 3 muestras
evaluadas (madres, padres e hijos), los análisis se llevaron
a cabo para cada una de manera separada.
Además, se realizaron los análisis descriptivos y se
evaluaron las diferencias en la satisfacción según variables
socio-demográicas, mediante sucesivos análisis de varianza
(ANOVA) y pruebas t de Student.
Se calcularon los estadísticos descriptivos para cada
subescala y se examinó la estructura factorial para evaluar la
validez de constructo del instrumento. Asimismo, se examinó
la consistencia interna mediante el alpha de Cronbach y las
correlaciones inter-ítem de cada dimensión. Por último, se
analizó la validez de criterio del ECR evaluando su asociación con el CaMir, instrumento ya validado en Chile y con
el estatus de la relación (estar con o sin pareja al momento
de la evaluación).
Si bien en la elaboración del ECR breve (Spencer et
al., 2013) se analizaron las propiedades psicométricas del
cuestionario, cabe precisar que dichos análisis se llevaron
a cabo con una muestra más amplia (N = 773). Además,
en el presente trabajo se toma en consideración la no independencia de las muestras, llevando a cabo análisis por
separado para los grupos de padres, madres e hijos. Por
estas razones, en este artículo se ha optado por volver a
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implementar estos análisis con la submuestra utilizada para
analizar la validez de criterio.
Análisis Descriptivos
En la Tabla 1 se presenta la estadística descriptiva de
las dimensiones del apego evaluadas por el ECR para cada
una de las muestras, observándose puntajes similares en
todas ellas.
Por su parte, en la Tabla 2, se presenta la distribución
de los estilos de apego según el ECR en las tres muestras.
En ella se observa que las tendencias son similares, con
una mayor proporción de apegos preocupados, seguidos
del estilo temeroso, luego seguro y en último lugar los
patrones desentendidos.
Al examinar diferencias en las dimensiones del apego
en las tres muestras evaluadas en función de las variables
socio-demográicas. Los resultados indicaron que para la
muestra de hijos no existían diferencias estadísticamente
signiicativas según sexo en la ansiedad, t(180) = 0.96, p =
.34, ni en la evitación, t(180) = -1.07, p = .29. Tampoco hubo
diferencias según el nivel socioeconómico en la ansiedad,
F(2.179) = 0.76, p = .47, ni en la evitación F(2.179) = 0.26,
p = .77. En relación a la edad, hubo una correlación inversa entre ésta y las dos dimensiones del apego, ansiedad
r(182) = -0.17, p = .02, y evitación, r (182) = -0.26, p = .00,
es decir, a mayor edad, menor ansiedad y evitación.
En relación a la muestra de madres, no existen diferencias signiicativas en la evitación, F(2.181) = 1.61, p =
.20, según el nivel socioeconómico, pero sí en la variable
ansiedad, F(2.181) = 5.02, p = .08. Los contrastes post hoc
Tabla 1. Estadística Descriptiva de las dimensiones del apego según ECR
Rango
Original
Rango
Real
Media (DE)
Muestra Madres
Media (DE)
Muestra Padres
Media (DE)
Muestra Hijos
Ansiedad ante el abandono
1-7
1.78- 6.28
4.12 (.98)
4.17 (.96)
4.03 (.84)
Evitación de la intimidad
1-7
1.00–5.00
2.77 (.91)
2.74 (.85)
2.72 (.76)
Variable
Tabla 2. Distribución de Frecuencia de los Estilos de Apego según el ECR
Estilos de Apego
Muestra
Seguro (%)
Preocupado (%)
Desentendido (%)
Temeroso (%)
Hijos (n = 182)
34 (18.7%)
96 (52.7%)
7 (3.8%)
45 (24.7%)
Madres (n = 184)
39 (21.2%)
85 (46.2%)
10 (5.4%)
50 (27.2%)
Padres (n = 183)
38 (20.8%)
98 (53.6%)
8 (4.4%)
39 (21.3%)
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RosaRio spenceR, Mónica GuzMán, andRés FResno y nadia RaMos
con la prueba Tukey para varianzas homogéneas, indican
que tales diferencias se dan entre el nivel socioeconómico
bajo, medio bajo, M = 4.98 (DE = 0.53), 95% IC [4.49,
5.46] y el medio alto, alto, M = 3.84 (DE = 0.92), 95%
[3.58, 4.11], siendo el primer grupo el que experimenta
mayores niveles de ansiedad. En cuanto a la edad, no hubo
asociación signiicativa con la ansiedad, r(184) = 0.03, p=
0.67, ni con la evitación, r (184) = 0.13, p = 0.09.
Finalmente, en relación a la muestra de padres, no
existen diferencias signiicativas en la ansiedad, F(2.180) =
0.60, p = .55, ni en la evitación, F(2.180) = 0.26, p= 0.77,
según el nivel socioeconómico. En cuanto a la edad, no
hubo asociación signiicativa con la ansiedad, r (183) =
0.07, p = 0.34, ni con la evitación, r (184) = 0.05, p = 0.48.
Estructura factorial
A in de examinar la validez de constructo del instrumento, se procedió a realizar sucesivos análisis factoriales
exploratorios con cada una de las muestras evaluadas.
Muestra de madres. Se realizó un análisis factorial exploratorio del instrumento con la muestra de 184 mujeres,
ocupando el método de extracción de ejes principales y
rotación varimax. La solución factorial obtenida con tal
método sugirió una solución de 10 factores que explicaron
el 63.47% de la varianza.
Luego se repitió el análisis con una solución de dos
factores, con el método de ejes principales y rotación
varimax que explicó un 30.64% de la varianza. El primer
factor explicó el 15.66 % de la varianza, mientras que el
segundo un 14.98 %. La matriz de factores rotada evidenció que de los 36 ítems, 31 tienen cargas superiores a 0.30
(Kline, 2005), tal como puede observarse en la tabla 3. De
estos, 13 tenían cargas factoriales en el factor denominado
ansiedad (ítems pares), 18 en el factor denominado evitación
(ítems impares) y 3 ítems cargan en ambos factores (12,
15 y 26). En el caso de los ítems 12 y 26, tienen cargas en
la dirección esperada (ansiedad), pero la carga en el factor
de evitación es mayor. En el caso del ítem 15, carga en la
dirección correcta (evitación), pero también lo hace en la
dirección inversa (negativamente) en el factor ansiedad.
Los restantes 5 ítems (16, 19, 21, 22, 34) no tienen cargas
signiicativas en ninguno de los factores.
Muestra de padres. Se realizó el mismo análisis con la
muestra de padres (n = 183) para evaluar nuevamente las
cargas factoriales, especialmente el comportamiento de los
ítems problemáticos de la primera muestra.
Se efectuó un análisis factorial exploratorio con una
solución de 2 factores, ocupando el método Ejes principales
y rotación varimax. Ambos factores explican un 29.43 %
de la varianza. El primer factor, compuesto por 16 ítems,
explicó el 14.14 % correspondiente a la dimensión de ansiedad, mientras que el segundo, compuesto por 14 ítems
correspondientes a la dimensión de evitación, un 15.29 %.
Tal como puede observarse en la Tabla 4, los ítems 2, 14
y 36 cargan en el factor esperado (ansiedad), pero igualmente
Tabla 3. Análisis factorial exploratorio (ejes principales)
con rotación varimax en muestra de madres (n = 184).
Factores
Ítem
8
10
6
14
24
36
30
2
28
18
32
4
20
23
17
11
9
5
26
27
13
7
35
12
31
1
33
25
29
15
3
19
16
21
34
22
Ansiedad
Evitación
.72
.66
.65
.61
.61
.58
.55
.52
.51
.50
.47
.45
.36
.36
.32
-.32
.67
.64
.59
.58
.54
.53
.52
.52
.47
.47
.46
.45
.43
.42
.42
.34
.33
.30
Nota. Las cargas inferiores a. 30 fueron suprimidas de la tabla.
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Validación chilena del cuestionario de eValuación del apego
Tabla 4. Análisis factorial exploratorio (ejes principales)
con rotación varimax en muestra de padres (n = 183).
Factores
Ítems
Ansiedad
15
.58
11
.56
9
.55
19
.54
25
.53
31
.52
33
.49
5
.48
17
.47
35
.46
3
.46
13
.46
26
.36
23
.43
27
.39
1
.36
7
.34
Evitación
.30
28
.63
18
.60
20
.59
6
.59
24
.57
8
.57
14
-.33
10
.55
34
2
.57
.50
.30
.42
30
.39
12
.39
21
.37
32
.35
36
-.31
.34
16
.34
4
.32
29
319
El resto de los ítems (22 y 29) tienen cargas inferiores
a 0.30 en ambos factores.
Muestra de hijos. En el caso de la muestra de hijos (N = 182),
en el mismo análisis factorial se observa que la solución
de dos factores explica un 29.26 % de la varianza. El
primer factor (ansiedad) explica el 13.67%, mientras que
el segundo (evitación) explica el 15.59%. En este caso y
tal como se observa en la Tabla 5, los ítems problemáticos fueron el 21, 16 y 29, que tienen cargas menores a
las esperadas (0.30) en ambos factores, mientras que el
ítem 26 tiene cargas similares en magnitud y dirección
en ambos factores.
En resumen, el análisis de la validez de constructo indica
que en términos generales las dos dimensiones teóricas
propuestas, ansiedad y evitación, representan la estructura
principal del instrumento.
Sin embargo, hay ítems cuyo comportamiento no es
óptimo: el ítem 26 evidencia problemas en las 3 muestras (“Creo que mi pareja no quiere tener tanta intimidad
emocional conmigo como a mí me gustaría”), pues tiene
cargas en ambos factores. Por su parte, los ítems 21 (“Me
es difícil permitirme depender de mi pareja”), 22 (“Pocas
veces me preocupa la posibilidad de ser abandonado”) y
29 (“Me siento cómodo dependiendo de mi pareja”) tienen
problemas en dos de las muestras, con cargas inferiores a
la aceptable (0.30).
Coniabilidad
Dada la no independencia de los datos para las 3 muestras evaluadas (parejas e hijos), se calcularon coeicientes
separados para cada una de ellas.
Los coeicientes de coniabilidad mediante el Alpha de
Cronbach para las escalas luctuaron entre 0.82 y 0.84 en la
dimensión de ansiedad y entre 0.81 y 0.84 en la dimensión
de evitación para las tres muestras, valores considerados
adecuados, pese a ser levemente inferiores a la versión
original (Brennan, Clark y Shaver, 1998) y a la versión
española (Alonso-Arbiol et al., 2007).
Tabla 6. Índices de consistencia interna para las escalas del
ECR en las tres muestras
Muestra
n
α
Ansiedad
α
Evitación
Nota. Las cargas inferiores a .30 fueron suprimidas de la tabla.
Madres
184
.83
.83
lo hacen en el factor evitación en la dirección opuesta. El
ítem 26 por su parte, carga en el factor ansiedad, y también
en el factor evitación.
Padres
183
.83
.81
Hijos
182
.84
.83
22
TERAPIA PSICOLÓGICA 2013, Vol. 31, Nº3, 313-324
RosaRio spenceR, Mónica GuzMán, andRés FResno y nadia RaMos
320
Tabla 5. Análisis factorial exploratorio (ejes principales)
con rotación varimax en muestra de hijos (n = 182).
Por su parte, al evaluar las correlaciones ítem-escala en
las 3 muestras, éstas luctuaron entre 0.06 y 0.68.
Factores
Ítems
Ansiedad
23
.73
9
.60
15
.60
17
.58
19
.56
31
.54
3
.52
33
.52
11
.50
27
.48
5
.45
13
.44
35
.44
7
.42
25
.40
1
.39
26
.37
Evitación
.33
Validez de criterio
A in de evaluar la validez de criterio del ECR, se examinó la relación existente entre las dimensiones de ansiedad
y evitación del apego y los puntajes de los 3 prototipos
del CaMir (Garrido et al., 2009). Este instrumento arroja
puntajes en los tres estilos de apego: seguro, preocupado y
desentendido. Los análisis de validez de criterio se realizaron
en la muestra de hijos.
En la Tabla 7 se observa que ambas dimensiones del
apego, evaluadas por el ECR, muestran una asociación
inversa con el apego seguro, mientras que se asocian directamente con el apego desentendido y preocupado. Así, la
dimensión de ansiedad se asocia de manera directa con el
apego preocupado (r = 0.23) e inversamente con el apego
seguro (r = -0.15). Por su parte, en el caso de la dimensión
de evitación, se observa una relación inversa con el apego
seguro medido por el CaMir (r = -0.19) y una relación
directa con el apego desentendido (r = 0.23). Del mismo
modo y tal como habría de esperarse teóricamente, la dimensión de ansiedad no tiene una asociación signiicativa
con el apego desentendido (p >.05), ni la de evitación con
el apego preocupado (p >.05).
8
.60
28
.58
18
.58
14
.56
36
.54
1. Ansiedad del apego
1
32
.53
2. Evitación del apego
.06
1
20
.51
3. Apego Seguro
-.15*
-,19*
2
.51
4. Apego Desentendido
.02
.23*
-.58*
1
22
.49
5. Apego Preocupado
.23*
.07
-.73*
,15*
6
.48
24
.47
4
.42
12
.40
34
.39
30
.39
10
.38
16
21
29
Nota. Las cargas inferiores a .30 fueron suprimidas de la tabla.
TERAPIA PSICOLÓGICA 2013, Vol. 31, Nº 3, 313-324
Tabla 7. Correlación entre las Dimensiones del Apego del
ECR y los prototipos de Apego del CAMIR
1
2
3
4
5
1
1
Nota.*p ≤ .05.
Por otra parte, estudios previos han mostrado que existe asociación entre las dimensiones del apego y el estar
o no en una relación de pareja (Noftle y Shaver, 2006).
Especíicamente, se ha encontrado que la inseguridad en
el apego, especialmente asociada a la evitación de la intimidad, está relacionada a no tener una relación de pareja
o a tener relaciones más breves. De esta manera y también
para evaluar la validez de criterio del ECR, se examinó si
existía asociación entre el estatus de la relación (tener o
no una pareja al momento de la evaluación) y los puntajes
en las dimensiones de ansiedad y evitación del ECR en la
Validación chilena del cuestionario de eValuación del apego
muestra de hijos. Los resultados indican que existen diferencias estadísticamente signiicativas en la dimensión de
evitación de la intimidad entre quienes tenían y no tenían
una pareja al momento de la evaluación, F (2.179) = 16.35,
p < .05. Especíicamente, se encontró que los participantes
que no tenían pareja puntuaban más alto en la dimensión
de evitación que los que estaban con ella (sin pareja M =
3.01, DE = 0.75; con pareja M = 2.42, DE = 0.64). El tamaño del efecto para esta análisis fue medio, de acuerdo a
los criterios de Cohen (1992) (d = 0.29), con una potencia
estadística de 0.80.
En el caso de la dimensión de ansiedad ante el abandono,
no hubo diferencias estadísticamente signiicativas entre los
dos grupos F (2.179) = 1.54, p > .05.
Discusión
El presente estudio se propuso analizar la validez de
criterio del cuestionario de apego romántico ECR en población chilena, con la inalidad de contribuir a la elaboración
de una versión del instrumento válida para ser utilizada en
población chilena de adultos de diversas edades. Los resultados demuestran la validez de criterio de la escala ECR
para la población chilena. Además, conirman la iabilidad
y propiedades psicométricas del instrumento encontradas
en la versión breve del mismo con una muestra similar,
pero de mayor tamaño que la del presente estudio (Spencer
et al., 2013).
Las dimensiones teóricas de ansiedad y evitación representan la estructura factorial de la versión chilena del ECR,
por lo que el funcionamiento interno del instrumento es
concordante con lo esperado desde un punto de vista teórico.
Las escalas, en las tres muestras evaluadas, presentan buenos
índices de consistencia interna, luctuando éstos entre .81 y
.84. Por otra parte, la mayoría de los ítems cargan en uno de
los factores de manera similar a las del instrumento español.
Pese a lo anterior, de los ítems originales del instrumento,
hay cuatro que debieran revisarse, especíicamente los ítems
26, 21, 22 y 29, pues presentan bajas saturaciones en alguna
de las escalas o bien no discriminan adecuadamente en las
muestras estudiadas. En relación a los ítems 26 y 29, éstos ya
habían mostrado problemas similares en la versión española
del instrumento, lo que podría indicar la inadecuación del
reactivo para poblaciones hispanoparlantes, no obstante se
requerirían estudios interculturales con poblaciones latinoamericanas para corroborar esta airmación.
Por otra parte, los resultados muestran evidencias para
la validez de criterio de las escalas ansiedad y evitación.
321
Los puntajes de las escalas de la versión chilena del ECR
se relacionan de la manera esperada con el cuestionario de
apego adulto CaMir (Garrido et al., 2009). En este sentido,
las dimensiones del apego, ansiedad y evitación se asocian
inversamente con el apego seguro y directamente con el apego
preocupado y desentendido (ansiedad con apego preocupado y evitación con apego desentendido). Así, las personas
“seguras” muestran bajos puntajes en ansiedad y evitación,
las personas “preocupadas” puntajes elevados en la escala
ansiedad, y los “desentendidos”, puntajes altos en evitación.
La validez de criterio del instrumento se constata también
por los resultados de la relación entre las escalas del ECR y
el estatus de relación de pareja (Alonso-Arbiol et al., 2008,
Hazan y Shaver, 1987). Tal como se ha propuesto teóricamente, hay diferencias en los niveles de evitación entre quienes
están y no están en una relación de pareja, pero no así en la
dimensión de ansiedad (Alonso-Arbiol et al., 2007; Noftle
y Shaver, 2006; Wongpakaran, Wongpakaran y Wedding,
2012). Esto es, las personas que no están en pareja tienen
niveles de evitación más altos que aquellas que sí lo están.
En este sentido, el evitar la intimidad y la cercanía física y
psicológica con la pareja, y el rechazo que genera la dependencia emocional de otro, podría relacionarse con ausencia
de relaciones de pareja, o vínculos esporádicos, cortos, sin
un componente afectivo de intimidad, en los jóvenes de la
muestra. Ahora bien, para evaluar este último punto sería
necesario haber considerado la historia de relaciones de
pareja de los jóvenes con altos puntajes en evitación.
En cuanto a las medias de ansiedad y evitación obtenidas
por la muestra chilena, éstas son similares a las encontradas
por Alonso-Arbiol et al. (2007) en la muestra española. En
cuanto a la distribución de la población en función de los
estilos de apego, se observa que en la población chilena
habría una proporción mayor de apego preocupado y temeroso y menor de apego seguro, tendencia que se observa
en las madres, padres e hijos. Esta distribución diiere de la
encontrada por (Bakermans-Kranenburg y Van Ijzendoorn,
2009a) para el apego adulto en distintas culturas, evaluado
mediante la AAI (Adult Attachment Interview, George,
Kaplan y Main, 1985). No obstante, las comparaciones no
son del todo posibles debido por una parte a la naturaleza
de los instrumentos (cuestionario de autoadministración
y entrevista) que impone limitaciones de orden metodológico (Martínez y Santelices, 2005). Además, el estudio
intercultural mencionado (Bakermans-Kranenburg y van
Ijzendoorn, 2009a) no integra ninguna muestra latinoamericana, por lo que no es posible airmar que la distribución
del apego encontrada corresponda a la de países latinos, con
características socioculturales distintas de las poblaciones
TERAPIA PSICOLÓGICA 2013, Vol. 31, Nº3, 313-324
322
RosaRio spenceR, Mónica GuzMán, andRés FResno y nadia RaMos
norteamericana, alemana, israelí y japonesa estudiadas. De
ese modo las comparaciones de los resultados obtenidos y
los reportados en la literatura son limitadas. Tomando en
cuenta la distribución del apego adulto en Chile, evaluado
por el CaMir (Garrido et al., 2009), si bien de los apegos
inseguros, el preocupado es el que tiene mayor frecuencia,
es el apego seguro el más representativo. Ahora bien, en
cuanto a estudios que examinen el apego romántico en
diversas culturas, se observa que en sociedades menos
individualistas y más colectivistas, que privilegian la interdependencia entre individuos y grupos, como aquellas
de Asia del este, el nivel de apego preocupado (Schmitt,
Alcalay, Allensworth, Allik, Ault, Auster, et al., 2004) y de
ansiedad en las relaciones (Wang y Mallinckrodt, 2006)
es mayor que en los países occidentalizados. Este aspecto
colectivista de la sociedad podría aplicarse al contexto
chileno en particular, y latinoamericano en general, pero se
requiere de estudios en otros países latinoamericanos que
conirmen la hipótesis de las variaciones interculturales
del apego adulto explicadas por esta y otras variables (Van
Ijzendoorn y Bakermans-Kranenburg, 2010). Al revisar los
resultados del meta-análisis de apego adulto (BakermansKranenburg y van Ijzendoorn, 2009) se observa que en las
poblaciones donde hay violencia intrafamiliar, los niveles
de apego adulto preocupado aumentan signiicativamente.
Dado la elevada prevalencia de la violencia intrafamiliar
reportada por SERNAM (2012), la que durante la década del
2000 al 2010 alcanza prácticamente al 50% de la población
chilena, podría pensarse que esta variable estaría afectando
los resultados. No obstante, la violencia intrafamiliar no
fue evaluada en el presente estudio por lo que no es posible
saber su efecto en esta muestra.
En relación al género de los participantes, no se encuentran diferencias signiicativas para las dimensiones de
ansiedad y evitación del apego, estando los resultados en
concordancia con estudios precedentes (Lafontanie y Lussier,
2003; Olsson, Sorebo y Dahl, 2010; Tsagarakis, Kafestios y
Stalikas, 2007), apoyando la hipótesis de que el género no
afecta la calidad del apego adulto (Bakermans-Kranenburg
y Van Ijzendoorn, 2009b; Mikulincer y Shaver, 2007). En
este sentido, los resultados obtenidos no van en la línea de lo
planteado por el meta-análisis de Del Giudice (2011) sobre
las diferencias de género en la calidad del apego romántico
en poblaciones preferentemente norteamericanas y europeas.
En cuanto a los resultados sobre las diferencias del apego
romántico por nivel socioeconómico, se constata que sólo
en la submuestra de madres, la dimensión de la ansiedad
aumenta para aquellas mujeres de nivel socioeconómico
bajo. Existe evidencia para airmar que el tener un trabajo
TERAPIA PSICOLÓGICA 2013, Vol. 31, Nº 3, 313-324
remunerado, un buen nivel de salud y de satisfacción con
la vida se asocia a bajos puntajes en ansiedad y evitación
(Olsson et al., 2010), aspectos que podrían relacionarse con
un elevado nivel socioeconómico, pero que no explican por
qué sólo afecta a la muestra de madres. Por otra parte, se
ha encontrado una asociación entre el haber experimentado
eventos de vida negativos y la ansiedad del apego (Drake,
Shefield y Shingler, 2011), y podría hipotetizarse un mayor
riesgo de eventos negativos en niveles socioeconómicos bajos,
sometidos a mayores niveles de estrés y presión económica,
pero se requieren estudios que lo conirmen. Schmitt et al.
(2003) asociaron el índice de desarrollo humano del país
con el apego adulto, encontrando que en sociedades con
mayores niveles de estrés, los niveles de evitación eran
similares en hombres y mujeres, pero no reportan resultados en cuanto al nivel de ansiedad del apego y su relación
con el índice de desarrollo. Por su parte, Van Ijzendoorn y
Bakermans-Kranenburg (2010) encuentran una asociación
entre el apego desentendido y la pobreza, señalando que las
madres adolescentes de nivel socioeconómico bajo muestran mayores índices de evitación. Si bien este resultado es
opuesto al encontrado en este estudio, releja que la pobreza
es una variable que puede afectar la calidad del apego de
manera diferenciada en función del sexo. Los estudios sobre
la asociación entre apego romántico y variables sociodemográicas son escasos por lo que requieren ser replicados
(Olsson, Sorebo y Dahl, 2010).
En relación a la inluencia de la edad de la muestra en
la calidad del apego romántico, ni las madres ni los padres
muestran que esta variable afecte ni en la ansiedad ni en la
evitación del apego. No obstante, en la muestra de jóvenes
(hijos e hijas) se observa que en edades más avanzadas de
la adultez joven, los puntajes de ansiedad y evitación disminuyen. Algunos estudios proponen que en la adolescencia
los niveles de inseguridad pueden aumentar (sobre todo la
evitación), considerando que en esta etapa existe un distanciamiento de las iguras de apego primarias (físico para los
que salen a estudiar fuera de sus casas y/o psicológico) y la
creación de nuevos vínculos con los pares y la pareja (Allen,
2008; Van Ijzendoorn y Bakermans-Kranenburg, 2010).
Estos niveles de inseguridad disminuirían al dejar atrás la
adolescencia y comenzar la adultez joven, por una parte por
la estabilización de los nuevos vínculos interpersonales,
y por otra parte, porque las habilidades metacognitivas
alcanzadas permiten al joven reevaluar sus vínculos tempranos, lo que podría tener un impacto en la signiicación
de éstos en términos del apego (Allen, 2008). A partir de
estos elementos, se puede plantear que los hijos e hijas más
jóvenes del estudio (18 años) se encuentran en la etapa de
Validación chilena del cuestionario de eValuación del apego
adolescencia, lo que puede tener un impacto en el aumento
de la inseguridad, la cual iría disminuyendo en la medida
en que aumenta la edad del grupo. Futuras investigaciones
tendrían que replicar estos resultados y complementarlos
con seguimientos longitudinales.
Una de las limitaciones de este estudio es que las muestras
usadas para la validación del instrumento no son independientes, lo que puede afectar los resultados en la medida
de que hay estudios que muestran que la calidad del apego
de los padres se correlaciona con la calidad del apego de
los hijos (Van Ijzendoorn, 1995) en diadas madre-hijo, con
bebés de 12 a 18 meses. Un estudio reporta la inluencia
del apego romántico de la madre sobre la calidad del apego
romántico de la hija en la adultez joven (Obegi et al., 2004),
no obstante se desconoce cómo afectaría el apego romántico
del padre, y qué pasaría en el caso de los hijos varones. Se
añade a lo anterior, la no adecuación de algunos ítems del
cuestionario, los cuales podrían haber sido suprimidos. A
pesar de estas limitaciones, considerando sus propiedades
psicométricas, el ECR chileno se presenta como una herramienta válida y coniable para ser utilizada en la evaluación
del apego romántico en Chile.
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