ISSN 2215-3535
Actualidades en Psicología, 36 (132), enero-junio, 2022, 103-118
DOI: 10.15517/ap.v36i132.47618
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www.revistas.ucr.ac.cr/index.php/actualidades
Universidad de Costa Rica
Propiedades psicométricas del Inventario de Sexismo
Ambivalente (ASI) en población adulta ecuatoriana
Psychometric Properties of the Ambivalent Sexism Inventory (ASI)
in Ecuadorian Adult Population
Marie-France Merlyn Sacoto
1
https://orcid.org/0000-0001-6171-2691
Elena Díaz-Mosquera
2
http://orcid.org/0000-0002-6093-2614
Rodrigo Moreta-Herrera
3
http://orcid.org/0000-0003-0134-5927
1,2,3
Facultad de Psicología, Ponticia Universidad Católica del Ecuador, Ecuador
1
mfmerlyns@puce.edu.ec
2
endiaz@puce.edu.ec
3
rmoreta@puce.edu.ec
Recibido: 07 de julio de 2021. Aceptado: 12 de mayo de 2022.
Resumen. Objetivo. El objetivo del estudio fue realizar la validación del Inventario de Sexismo Ambivalente
(ASI) en el contexto ecuatoriano, así como analizar su consistencia interna y validez convergente con el Inven-
tario de Ambivalencia hacia Hombres (AMI). Método. Participaron en el presente estudio, cuantitativo e instru-
mental, hombres (44.1%) y mujeres (55.9%) de la ciudad de Quito (N = 965) entre los 20 y los 60 años. Resulta-
dos. El ASI presenta un ajuste factorial adecuado al modelo original de dos factores; existe además consistencia
interna en la escala total (w = .72) y en los dos factores (sexismo hostil: w = .71; sexismo benevolente: w = .53),
y una validez convergente estadísticamente signicativa con el AMI (r = .652). Se concluye que el instrumento
es válido para uso en el contexto ecuatoriano.
Palabras clave. Sexismo ambivalente, test psicométrico, población adulta
Abstract. Objective. The aim of the study was to validate the Ambivalent Sexism Inventory (ASI) in the Ecuador-
ian context, as well as to analyze its internal consistency and convergent validity with the Ambivalence Inventory
towards men (AMI). Method. Men (44.1%) and women (55.9%) from the city of Quito (N = 965), aged from 20
to 60 years old, participated in this quantitative and instrumental study. Results. The ASI presents an adequate
factorial t to the original two-factor model; there is internal consistency in the total scale (w = .72) and in the
two factors (hostile sexism: w = .71; benevolent sexism: w = .53), and statistically signicant convergent validity
with the AMI (r = .652). It is concluded that the instrument use in the Ecuadorian context is valid.
Keywords. Ambivalent sexism, psychometric test, adult population
Propiedades psicométricas del ASI
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INICIO MÉTODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS
Introducción
El término sexismo engloba creencias y actitu-
des basadas en estereotipos de género tradicio-
nales sobre lo apropiado para hombres y mujeres
y sobre las relaciones entre ambos miembros de
la pareja (Sánchez-Hernández et al., 2020). En los
años sesenta y setenta, este constructo se utilizó
para denir principalmente actitudes negativas ha-
cia las mujeres, pero a partir de la década de los
noventa,
Glick y Fiske (2001) denieron el sexismo
ambivalente como un constructo más amplio que
engloba dos actitudes. Así, por un lado, están aque-
llas abiertamente negativas y prejuiciosas hacia las
mujeres, expresadas con tono negativo explícito
(llamado sexismo hostil) y, por otro lado, aquellas
que enfatizan positivamente la supuesta debilidad
de la mujer, idealizando los roles tradicionales fe-
meninos, las cuales generan conductas aparente-
mente protectoras en los hombres (denominado
sexismo benevolente) (
Cárdenas et al., 2010). Estas
dimensiones son diferentes entre ellas, pero tienen
en común el establecimiento de la superioridad de
los hombres sobre las mujeres.
Algunos estudios se han enfocado en estable-
cer la relación existente entre el sexismo y varia-
bles culturales-ideológicas, por ejemplo, racismo
(
López-Sáez et al., 2019), cultura y cambios histó-
ricos (
Díaz-Loving et al., 2019), ideologías patriar-
cales (
Arteaga-Barba et al., 2021), creencias sobre
el género (
Janos & Espinosa, 2018), marianismo
(
Cortés et al., 2022), aceptación y percepción
social de la violencia (
Muñoz-Ponce et al., 2020;
Sánchez-Hernández et al., 2020). Otros estudios
ligan el sexismo con características personales
como género o edad (
Boira et al., 2017; Janos &
Espinosa, 2018
), subrayando que suele ser más
común en hombres y que incrementa con la edad.
También se lo vincula con variables internas como
el apego derivado de modelos negativos del self
(Merlyn & Díaz, 2021), factores de personalidad
como los celos (Muñoz-Ponce et al., 2020), pre-
ocupación empática, apertura y amabilidad bajas
(
Hellmer et al., 2018) o factores socio-personales
como autoritarismo y fundamentalismo (
Etengo
& Lefevor, 2021
).
Desde la creación de este constructo, también
se ha producido una amplia investigación para es-
tablecer los efectos del sexismo en varios ámbitos,
como los laborales, personales o las relaciones de
pareja. Así, por ejemplo, el sexismo afecta a nivel
laboral, posicionando a las mujeres, desde la ado-
lescencia, a plantearse metas profesionales más
tradicionales (
Farkas & Leaper, 2016; Saínz & Me-
neses, 2018
), relacionadas con roles usualmente
asociados a su género, como el de cuidado (
Pin-
zón-Estrada et al., 2017
).Asimismo, reduce las aspi-
raciones profesionales de las mujeres, producien-
do un impacto en su autoestima (
Bradley-Geist et
al., 2015
), lo cual repercute en la menor presencia
del sexo femenino en posiciones de liderazgo (
Hi-
deg & Shen, 2019
). Por otro lado, el impacto del
sexismo a nivel personal se evidencia, por ejem-
plo, en el bienestar subjetivo de las mujeres (baja
autoestima y alto nivel de dudas sobre su propia
capacidad) (Oswald et al., 2019). En cuanto a las
relaciones de pareja, el sexismo puede mermar los
benecios de una relación romántica, respecto de
la satisfacción con la vida experimentada por las
mujeres (Waddell et al., 2018) o, incluso, intervenir
como un factor causal en la presencia y gravedad
de la violencia de género y de pareja (
Arbach et al.,
2019
; Boira et al., 2017).
Respecto a la evaluación de las actitudes y com-
portamientos sexistas, se han desarrollado una serie
de instrumentos para medir su presencia en pobla-
ciones especícas. Entre estos están, por ejemplo,
la Escala de Ideología de Género (
Chahín-Pinzón &
Briñez, 2015
), la Escala de Machismo Sexual (Díaz
et al., 2010
) y la Escala de Detección de Sexismo en
Adolescentes (
Recio et al., 2007).
En el contexto latinoamericano, el más utilizado
es el Inventario de Sexismo Ambivalente (Ambiva-
lent Sexism Inventory, ASI). Este instrumento fue tra-
ducido y validado por
Expósito et al. (1998) en Espa-
ña, estudio en el que se encontró una consistencia
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INICIO MÉTODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS
Además, desde un punto de vista psicométri-
co, varias de las versiones de validación del ASI
cuentan con limitaciones respecto de la validez de
constructo de tipo factorial (
Rodríguez et al., 2009)
y de consistencia interna (
Vaamonde & Omar, 2012;
Cárdenas et al., 2010). Al tratarse de estudios an-
teriores, las técnicas estadísticas empleadas die-
ren de las usadas actualmente para validaciones:
vericación de la normalidad multivariante de los
ítems, uso de estimaciones robustas en escalas de
naturaleza ordinal para el cálculo del AFC, uso de
coecientes alternativos al alfa de Cronbach, que
es exclusivo para variables discretas o continuas
(
Cain et al., 2017; Holtmann et al., 2016; Li, 2016;
Mardia, 1970; McDonald, 1999; Moreta-Herrera
et al., 2020
; Ventura-León & Caycho-Rodríguez,
2017
). El presente estudio pretende corregir las li-
mitaciones presentadas en este plano, empleando
técnicas más actuales que garanticen la idoneidad
del ASI para una población y contexto especíco, a
n de contribuir a la literatura psicométrica sobre
su desempeño y funcionalidad.
Con estos antecedentes, los objetivos de la pre-
sente investigación fueron: a) vericar la validez
de constructo del ASI en su versión reducida de
12 ítems (
Rodríguez et al., 2009) en una muestra
ecuatoriana, a partir del análisis de su estructura
factorial; b) identicar la abilidad del ASI respecto
a su consistencia interna; y c) evidenciar la validez
de constructo de tipo relacional con otras variables,
especícamente con las del Ambivalence Towards
Men Inventory (AMI,
Rodríguez et al., 2009).
Método
Diseño
El presente estudio es de carácter psicométrico,
cuantitativo e instrumental (
Ato et al., 2013).
Participantes
Como criterios de inclusión para la participa-
ción se plantearon: ser mayor de edad, tener máxi-
mo 60 años y dar el consentimiento informado.
Los criterios de exclusión fueron: cuestionarios in-
interna adecuada (α = .90) para la escala global, lo
cual permitió avalar su abilidad y validez no solo
para medir sexismo ambivalente, sino también para
sustentar su formulación teórica en culturas dife-
rentes. En varios países latinoamericanos, se han
realizado estudios psicométricos del ASI; por ejem-
plo, en Argentina (
Vaamonde & Omar, 2012), se ha-
lló una abilidad de α = .87, así como convergencia
con actitudes sociales, neosexismo y deseabilidad
social. El instrumento presentó también una buena
consistencia interna en estudios realizados en Chile
con α = .84 (
Cárdenas et al., 2010) y en Perú con ω
= .87 (
Manrique & Muñoz, 2020).
Del ASI original se crearon en España dos versio-
nes, una para adolescentes con 20 ítems (
De Lemus
et al., 2008
) y otra para adultos con 12 ítems. Esta
última versión mostró un buen ajuste en el Análisis
Factorial Exploratorio (AFE) y una abilidad adecua-
da (α = .83), aunque no se reporta la ejecución de
Análisis Factorial Conrmatorio (AFC) (Rodríguez et
al., 2009
). Con esta versión se realizaron varias in-
vestigaciones posteriores (
Carrera-Fernández et al.,
2013
, 2014; Rodríguez-Castro et al., 2015).
La exploración de las propiedades psicométri-
cas de un instrumento, previo a su uso en estu-
dios empíricos, evita sesgos de medición o pro-
blemas de interpretación de resultados (Ferrando
& Anguiano-Carrasco, 2010
) y, además, permite
vericar su adaptación a las condiciones particu-
lares de la muestra como lenguaje, cultura, sexo,
entre otros (
Caycho-Rodríguez et al., 2021). En el
caso del Ecuador, aunque existen estudios empíri-
cos que abordan el sexismo ambivalente (
Barrera,
2020
; Soto-Bustamante, 2020), no se presentan
investigaciones previas de validación de las esca-
las. Si bien, se puede suponer que el ASI funcio-
na en el contexto ecuatoriano de manera similar
que en otros países latinoamericanos (Cárdenas
et al., 2010
; Manrique & Muñoz, 2020; Vaamonde
& Omar, 2012
), el presente estudio busca poner a
prueba este supuesto para contar con resultados
reales que avalen el uso de la prueba en pobla-
ción ecuatoriana.
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INICIO MÉTODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS
tiene cinco opciones de respuesta en una escala
Likert desde totalmente en desacuerdo (1) hasta
totalmente de acuerdo (5) (Cárdenas et al., 2010).
La escala permite obtener un puntaje total de se-
xismo y puntajes por subescalas, no existen puntos
de corte que determinen niveles altos o bajos en
sexismo. Las medidas de validez de este inventario
son buenas: la adecuación muestral de KMO es de
.830 con valores de ajuste de ꭓ
2
(1112) = 3203, p
< .01, y correlaciones entre ítems que conrman
el ajuste del modelo factorial.
Asimismo, presen-
ta una consistencia interna de α = .82 y α = .67
para el factor 1 y 2 respectivamente y α = .83 para
la escala total, así como una convergencia con la
escala de Neosexismo, la cual correlaciona muy
fuertemente con el factor de sexismo hostil (r =
.56; p <. 001) y, en menor intensidad, con el de
sexismo benevolente (r = .22; p < .001) (
Rodríguez
et al., 2009
).
Inventario de Ambivalencia hacia Hombres (AMI)
El AMI es un inventario que sirve para evaluar
el sexismo hacia hombres. En este estudio se uti-
lizó la versión de 12 ítems validada por
Rodríguez
et al. (2009)
para realizar el análisis de conver-
gencia con el ASI. Las autoras encontraron que
la medida de adecuación muestral de KMO es de
.811 con valores de ajuste de ꭓ
2
(1112) = 3427, p <
.001, y correlaciones entre ítems que conrman el
ajuste del modelo factorial. Asimismo, presenta
una consistencia interna de α = .75 y α = .81 para
el factor 1 y 2 respectivamente y α = .79 para la
escala total.
Ficha sociodemográca
Se empleó una cha sociodemográca para recabar
los siguientes datos: edad (por rangos: 18-25, 26-40,
41-60), sexo (hombre, mujer) y lugar de levantamiento
de la información (sur, centro, norte de la ciudad).
Procedimiento
Se recabó el consentimiento de los participantes
en un documento ad hoc, luego de haberles explicado
el objetivo y la condencialidad del estudio.
completos y actitud distraída o poco colaboradora
durante la aplicación, a criterio del encuestador.
Se obtuvieron 965 casos válidos de una muestra
incidental de 1373 aplicaciones realizadas en la
ciudad de Quito, Ecuador, lo que dio un 29.72%
de casos perdidos, una vez que del total se elimi-
naron los casos con valores ausentes y con valores
atípicos mediante la distancia de Mahalanobis. La
muestra nal estuvo constituida por 44.1% hom-
bres y 55.9% mujeres con la siguiente distribución
por edad: 26-40 años: 48.9%, 41-60 años: 51.1%.
Puesto que las edades de los participantes fueron
recabadas mediante los rangos especicados, no
se cuenta con estadísticos descriptivos de ellas. La
muestra estuvo repartida geográcamente según
el sector de la ciudad de la siguiente manera: Sur:
29.3%, Centro: 23.7% y Norte: 46.9%.
Instrumento
Inventario de Sexismo Ambivalente (ASI)
Este instrumento, creado originalmente por Glick
y Fiske (1996)
para medir el sexismo hacia las muje-
res, evalúa las dos dimensiones/factores subyacen-
tes al constructo, hostilidad y benevolencia, en los
cuales se registró una consistencia interna de α =
.92 y α = .85 para el factor 1 y 2 respectivamente y
α = .92 para la escala total.
En este estudio se usó la versión adaptada de
Rodríguez et al. (2009) que muestra una estructura
factorial similar a la original de
Glick y Fiske (1996)
en dos factores, sexismo hostil y sexismo benevo-
lente, conformados por 6 ítems cada uno, con un
total de 12 ítems para todo el inventario. El sexis-
mo hostil es evaluado con ítems que expresan ac-
titudes de paternalismo dominante, diferenciación
competitiva de género y hostilidad heterosexual
(por ejemplo: “Las mujeres intentan ganar poder
controlando a los hombres”). El sexismo benevo-
lente se evalúa con ítems que expresan actitudes
de paternalismo protector, diferenciación comple-
mentaria de género e intimidad heterosexual (por
ejemplo: “Las mujeres deben ser queridas y pro-
tegidas por los hombres”). Cada uno de los ítems
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INICIO MÉTODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS
El segundo bloque comprendió el análisis de
validez de constructo de tipo factorial. Se realizó
inicialmente un Análisis Factorial Exploratorio
(AFE) con 293 casos, para conocer la agrupación
espontánea de los ítems en factores. Para ello, se
realizaron como análisis preliminares la prueba
Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) que, se esperaba, fuera
superior a 0.8 y la prueba de esfericidad de Bartlett
en la que igualmente se esperaba signicancia (p
< .05). El cumplimiento de estos aspectos permitió
realizar con eciencia el AFE, en cuyo desarrollo la
extracción empleada correspondió a la de Máxima
Verosimilitud (MV) y la rotación correspondió a
Oblimin. Con ello se obtuvo la agrupación de los
distintos ítems en factores, así como el porcentaje
de explicación de la varianza.
Posterior a esto, se empleó el Análisis Factorial
Conrmatorio (AFC) con los 672 participantes
restantes. Se probaron dos modelos, uno de
tipo unidimensional y otro de dos factores
correlacionados según los resultados del AFE.
Ambos modelos se realizaron por medio de la
Estimación de Mínimos Cuadrados Ponderados
Diagonalmente (DWLS) con base en una matriz
de correlaciones policóricas, que es la estimación
más apropiada ante la ausencia de normalidad
multivariada y la naturaleza categórica de
las respuestas de los ítems (
Cain et al., 2017;
Holtmann et al., 2016; Li, 2016). Los modelos se
evaluaron a través de índices de ajuste absolutos
(Chi cuadrado [ꭓ
2
], Chi cuadrado normado
[ꭓ
2
/gl] y Raíz Cuadrática Media Estandarizada
Residual [SRMR]), índices de ajuste relativos
(Índice de Ajuste Comparativo [CFI] e Índice de
Tucker-Lewis [TLI]), así como el índice no basado
en la centralidad (Error Cuadrático Medio de
Aproximación [RMSEA]). Complementariamente,
se exploraron las cargas factoriales o saturaciones
de los ítems (λ) para identicar la relevancia del
ítem que aportaba al modelo latente, así como de
explicación de la varianza. Un modelo de ajuste se
considera aceptable cuando ꭓ
2
no es signicativo
(p > .05), o en su defecto ꭓ
2
/gl < 4, CFI y TLI >
Para la recolección de datos, se utilizó un
método mixto. Una parte (60.8%) fue recabada
directamente, abordando a las personas en
espacios públicos (parques, restaurantes, cafeterías
universitarias, aulas de clase) y solicitando su
participación voluntaria. Otra parte de los datos
(39.2%) fue obtenida digitalmente, mediante un
formulario de Google Forms publicitado en redes
sociales entre junio y diciembre de 2019. Tras la
depuración de los datos, se sistematizaron en
bases de datos electrónicas y se procedió a la
gestión estadística, interpretación de resultados
y conclusiones.
Cabe señalar que en todos los procesos se
siguieron rigurosamente las normas éticas de
cuidado y protección de la Declaración de Helsinki
y los Principios Éticos y Código de Conducta de
la APA para la investigación con seres humanos.
Asimismo, se contó con la aprobación del proyecto
y sus documentos, por parte del Comité de Ética
de la Investigación en Seres Humanos de la
Ponticia Universidad Católica del Ecuador (PUCE),
institución nanciadora.
Análisis estadísticos
El procesamiento de la información se realizó en
tres grupos de análisis. El primero fue un análisis
descriptivo preliminar para identicar la dinámica
de cada uno de los ítems del ASI, que incluye la
media aritmética (X
) y la desviación típica (s). A su
vez, se analizaron las medidas de dispersión como
son la asimetría (g1) y la curtosis (g2), para vericar el
supuesto de normalidad univariante. Este supuesto
se cumple cuando los valores g1 y g2 se encuentran
dentro de los rangos ±1.5 (
Ferrando & Anguiano-
Carrasco, 2010
). También, se analizó la normalidad
multivariante por medio de la prueba de Mardia,
que se establece ante la ausencia de signicancia (p
> .05) en los valores resultantes de la prueba en g1
y g2 (Mardia, 1970). El análisis de la normalidad es
importante para la elección de métodos y técnicas
estadísticas a la hora del análisis de validez factorial
de una escala (
Cain et al., 2017).
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INICIO MÉTODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS
constructo en función de la relación con otras
variables por medio del coeciente de relación de
Pearson (r); en este caso se verica la validez por
medio de la prueba AMI (
Rodríguez et al., 2009).
La gestión estadística de los datos se realizó
con el software de uso libre R, versión 4.0 (
R Core
Team, 2019
), con los paquetes estadísticos Lavaan,
MBESS y MNV.
Resultados
Análisis preliminar de los ítems
En la
Tabla 1 se puede observar que los valo-
res medios de respuesta de los ítems del ASI se
distribuyen homogéneamente entre sí; el ítem 9
es el de menor puntuación media (X
= 1.93), en
tanto que el ítem 10 es el de mayor puntaje medio
(X
= 2.51). Además, se visualiza que los puntajes
medios de todos los ítems tienden a concentrarse
en puntajes del extremo izquierdo de la escala de
medición (valores 1 y 2).
El supuesto de normalidad multivariante no se
cumple, dado que en la prueba de Mardia los va-
lores encontrados, tanto para la asimetría como
para la curtosis, presentan signicancia estadística
(p < .05). Esto permite considerar el uso de estima-
dores robustos para los análisis factoriales.
Sobre el desempeño de los componentes del
ASI, se encuentra que los niveles de sexismo hacia
la mujer son relativamente bajos entre los parti-
cipantes del estudio (M = 4.45; DT = 2.22). Con
respecto al desempeño de este con el género, se
presentan diferencias signicativas tanto entre las
dimensiones, como en la valoración global de la
escala (t = -6.44; p < .001), de modo que los hom-
bres muestran mayores niveles de sexismo que las
mujeres. Mientras que en el caso de las edades por
rangos (26-40 años y 41-60 años), no se presentan
diferencias entre los grupos (t = -1.069; p > .05).
.90 (de preferencia .95 o más), SRMR y RMSEA <
.08 (se considera óptimo cuando es > .06) y λ >
.50 (
Brown, 2015; Byrne, 2008; Domínguez-Lara,
2018
; Yang-Wallentin et al., 2010). En este mismo
bloque, también se probó el ASI para vericar la
equivalencia de medida por género. Para esto,
se empleó el AFC multigrupo (AFC-MG) con la
misma estimación (DWLS). Esta propiedad verica
el cambio del modelo en función del aumento
de restricciones, según niveles de anidamientos
(métrica, fuerte y estricta), a partir de un modelo
sin restricciones. Se considera que, mientras el
cambio de las diferencias (Δ) del ꭓ
2
, CFI y RMSEA
es mínimo, esta propiedad se conrma (ꭓ
2
no
signicativo, ΔCFI y ΔRMSEA no mayores a .02)
(
Asparouhov & Muthén, 2014).
El tercer bloque está conformado por el análisis
de abilidad basado en la consistencia interna,
la cual se realizó con el Coeciente Omega (ω)
(McDonald, 1999) con intervalos de conanza al
90% (
Ventura-León & Caycho-Rodríguez, 2017). Se
usó este coeciente (ω) porque se adapta mejor a
los ítems con naturaleza ordinal (igual o menor a 5
opciones), dado que corrige con mayor precisión la
variabilidad del error aleatorio que se relaciona con
la conabilidad (
Domínguez-Lara & Merino-Soto,
2015
), al tiempo que permite encontrar la abilidad
real de la escala con mayor precisión (
Ventura-
León & Caycho-Rodríguez, 2017
). Los puntajes de
conabilidad adecuada se interpretan de manera
similar al coeciente de Cronbach, por lo que se
esperan valores por encima de ω > 0.70 (aunque
no necesariamente es una regla especíca, pues,
en condiciones distintas, la abilidad reportada
como menor a este umbral sigue sosteniendo
un nivel de conanza o coherencia de respuesta
entre los participantes) (
Ventura-León & Peña-
Calero, 2021
). Por último, se analizó la validez de
Propiedades psicométricas del ASI
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Ítems
Numeración original - Enunciado X
s As K
1 1- Las mujeres intentan ganar poder controlando a los hombres. 2.35 1.58 -.03 -1.03
2 4- Cuando las mujeres son vencidas por los hombres en una
competencia justa, generalmente ellas se quejan de haber sido
discriminadas.
2.30 1.57 .08 -.98
3 3- Una vez que una mujer logra que un hombre se comprometa
con ella, por lo general intenta controlarle estrechamente.
2.27 1.50 .11 -.90
4 2- Las mujeres exageran los problemas que tienen en el trabajo. 2.10 1.56 .15 -1.02
5 6- Las mujeres feministas están haciendo demandas completa-
mente irracionales a los hombres.
2.38 1.56 .05 -.99
6 5- Existen muchas mujeres que para burlarse de los hombres,
primero se insinúan sexualmente a ellos y luego rechazan los
avances de estos.
2.11 1.56 .18 -1.01
7 9- Todo hombre debe tener una mujer a quien amar. 2.14 1.76 .20 -1.28
8 10- El hombre está incompleto sin la mujer. 1.97 1.74 .31 -1.22
9 12- Los hombres deberían de estar dispuestos a sacricar su propio
bienestar con el n de proveer seguridad económica a las mujeres.
1.93 1.62 .30 -1.08
10 8- Las mujeres deben ser queridas y protegidas por los hombres. 2.51 1.73 -.03 -1.24
11 11- Las mujeres en comparación con los hombres tienden a tener
una mayor sensibilidad moral.
2.46 1.65 -.03 -1.15
12 7- Muchas mujeres se caracterizan por una pureza que pocos
hombres poseen.
2.20 1.81 .19 -1.37
Mardia: 1601.8*** 44.3***
Nota. n = 965 casos; Ítem = Número de ítem según el orden con el que se hizo la validación en el presen-
te estudio; Numeración original – Enunciado = Número de ítem correspondiente según la escala original
y enunciado; s: desviación típica; As: asimetría; K: curtosis.
***p < .001
Tabla 1. Análisis estadístico preliminar del ASI
Análisis factorial
En esta sección se analiza la validez factorial del
ASI, para lo cual se ejecutó en una primera instan-
cia el AFE. En la
Tabla 2, se observa que la estruc-
tura factorial del ASI por medio de extracción de
MV y rotación Oblimin se agrupa según el modelo
teórico de dos factores propuesto originalmen-
te (
Rodríguez et al., 2009). Las cargas factoriales
de los ítems se encuentran por encima de λ > .30
que permiten, a partir de los ítems, una estructura
consistente del modelo, por lo que se explica la
varianza en un 49.51%.
En el proceso de Análisis Factorial Conrmatorio
(AFC) realizado para vericar el modelo factorial del
ASI, se probaron dos modelos para evidenciar cuál
presenta un mejor ajuste. El primero corresponde al
modelo de dos factores correlacionados de
Rodrí-
guez et al. (2009)
, mientras que el segundo corres-
ponde a un modelo unifactorial alternativo. Para este
análisis, en el AFC se utilizó la estimación DWLS.
Propiedades psicométricas del ASI
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INICIO MÉTODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS
Ítems h2
Factores
1 2
8 .463 .826 -
7 .599 .799 -
12 .586 .643 -
11 .482 .618 -
9 .426 .586 -
10 .457 .551 -
2 .647 - .843
3 .733 - .775
1 .501 - .679
4 .292 - .514
5 .346 - .454
6 .410 - .429
Varianza explicada - 42.59% 6.92%
Nota. n = 293 casos; KMO = .885; Bartlett = 1627.1; p
< .001; h
2
: Comunalidades; Extracción = Máxima Vero-
similitud; Rotación: Oblimin.
Tabla 2. Análisis Factorial Exploratorio del ASI
Modelos χ
2
gl χ
2
/ gl CFI TLI SRMR RMSEA
2 factores 136.13*** 53 2.6 .99 .99 .053 .048 [.038- .058]
1 factor 366.38*** 54 6.8 .96 .95 .088 .093 [.084 - .102]
Nota. ꭓ
2
= Chi cuadrado; gl = grados de libertad; ꭓ
2
/gl= Chi Cuadrado normado; CFI = Índice de ajuste com-
parado; TLI = Índice de Tucker Lewis; SRMR = Raíz cuadrática media estandarizada residual; RMSEA = Error
cuadrático medio de aproximación. Estimación: Mínimos Cuadrados Ponderados Diagonalmente (DWLS).
***p < .05
Tabla 3. Análisis factorial Conrmatorio del ASI
Propiedades psicométricas del ASI
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INICIO MÉTODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS
La Tabla 3 muestra que, de los dos modelos
propuestos, el modelo 1 que corresponde al de
dos factores correlacionados, es el de mejor ajus-
te factorial. Los valores alcanzados de los indica-
dores de ajuste absoluto (χ
2
, χ
2
/gl y SRMR), los
relativos (CFI y TLI), así como el no basado en
la centralidad (RMSEA) muestran que el modelo
propuesto presenta un ajuste adecuado, a dife-
rencia del modelo unifactorial que no cumple con
todos los criterios necesarios.
Ya en una revisión más profunda del modelo
de dos factores correlacionados, que se pueden
evidenciar en la
Figura 1, se presentan las cargas
factoriales (λ) de los ítems en los factores de Sexis-
mo Hostil (λ = .76 del ítem 3 como mayor; λ = .66
del ítem 1 como menor) y Sexismo Benevolente (λ
= .79 del ítem 7 como mayor; λ = .60 del ítem 11
como menor). En todos los casos, se observa que
las cargas son superiores al criterio de λ > .50, de
lo que se interpreta que los ítems son adecuados
y aportan signicativamente a la explicación de la
varianza del modelo analizado.
Por otra parte, también se puede observar que
los dos factores del ASI (sexismo hostil y sexismo
benevolente) se correlacionan entre sí alta y signi-
cativamente, haciendo del modelo válido y ade-
cuado para su aplicación en población ecuatoriana.
Por último, en la
Tabla 4 se realiza un análisis
de equivalencia de medida del ASI por género, en
el que se establece que el modelo factorial de dos
dimensiones correlacionadas es invariante a nivel
fuerte (interceptos). Las líneas base para los grupos
(mujer y hombre) con los que parte este análisis en
sus AFC, muestran que los ajustes son adecuados
para cada uno de los grupos.
Análisis de abilidad y validez de convergencia
Con respecto a la consistencia interna del ASI en
función de los factores que lo constituyen, se observa
en la
Tabla 5 que, salvo el factor 2 (sexismo benevo-
Figura 1. Modelo factorial de dos dimensiones correlacionados del ASI (n=671)
Nota. Los círculos muestran las variables latentes, mientras que los rectángulos muestran las variables observables.
SH = Sexismo Hostil; SB = Sexismo Benevolente
Propiedades psicométricas del ASI
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INICIO MÉTODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS
Factores Ítems ω s IC95% r
Sexismo hostil 6 .71 .016 [.68 - .74] .557**
Sexismo benevolente 6 .53 .034 [.46 - .59] .609**
ASI 12 .72 .018 [.68 - .75] .652**
Nota. ω = Coeciente omega de McDonald; s = Desviación típica; IC95% = Intervalos de conanza al 95%; r
= Coeciente de Pearson que muestra la correlación de los factores y en la escala total, entre el ASI y el AMI.
**p < .01
Tabla 5. Análisis de abilidad del ASI e intervalos de conanza al 95%
Modelos χ
2
CFI RMSEA Δχ
2
ΔCFI ΔRMSEA
Línea base mujer (53) 181.98 .992 .042 - - -
Línea base hombre (53) 66.77 .994 .030 - - -
Sin restricciones (106) 154.85 .925 .073 - - -
Métrica (116) 189.21 .929 .067 (10) 15,87 .004 .005
Fuerte (126) 210.50 .920 .069 (10) 30.74*** .009 .001
Estricta (128) 390.31 .842 .096 (2) 31.19*** .078 .027
Nota. ꭓ
2
= Chi cuadrado; CFI = Índice de ajuste comparado; RMSEA = Error cuadrático medio de aproximación;
Δ = Delta. Estimación: Mínimos Cuadrados Ponderados Diagonalmente (DWLS)
***p < .05
Tabla 4. Invarianza factorial por género del ASI
lente), tanto los valores del coeciente ω, como sus
intervalos de conanza del factor 1 (sexismo hostil) y
la valoración global (ASI) cuentan con una consisten-
cia interna aceptable. En el caso del factor 2, si bien la
consistencia interna no es elevada, es aceptable para
procesos de investigación grupal.
Sobre la convergencia del ASI con el AMI, se
puede observar que, tanto el factor 1 como el 2, se
correlacionan de manera positiva, moderada y sig-
nicativa con los factores del AMI, así como con la
valoración global, por lo que se estima que es válido.
Discusión
El objetivo del estudio fue validar el Inventario
de Sexismo Ambivalente (ASI) en el contexto ecua-
toriano y analizar su consistencia interna y validez
convergente con el Inventario de Ambivalencia ha-
cia Hombres (AMI). A pesar de que la estructura
factorial del ASI ha sido revisada en algunos países
latinoamericanos (
Cárdenas et al., 2010; Manrique
& Muñoz, 2020
; Vaamonde & Omar, 2012), no se
cuenta con un instrumento validado en el Ecuador
que permita realizar investigaciones contextualiza-
das sobre sexismo.
En cuanto a los resultados, como primer paso
para realizar el proceso de validez de constructo, se
analizó el desempeño de los ítems por medio de la
descripción de sus valores y se encontró que todos
guardaban un comportamiento homogéneo entre
sí, pero inclinados en sus respuestas hacia valores
de baja presencia en torno al constructo medido.
Este comportamiento, sesgado al extremo izquier-
do, se puede evidenciar en el proceso de evalua-
Propiedades psicométricas del ASI
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INICIO MÉTODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS
ción de la normalidad multivariada, supuesto que
fue vericado al encontrarse que las distribuciones
de las puntuaciones no seguían un patrón normal.
Esto determinó que el proceso de validación facto-
rial se hiciera a través de estimadores robustos.
En referencia a la estructura factorial del ASI, los
resultados del AFE mostraron que existe una con-
guración de dos factores con seis ítems cada uno,
lo cual concuerda con la versión de
Rodríguez et
al. (2009)
, además, cuenta con una varianza total
de 49.51% que lo hace aceptable. Por otra parte, el
AFC con estimación DWLS en la versión reducida de
12 ítems se adapta a la muestra ecuatoriana a través
de un modelo de dos factores correlacionados. Los
indicadores de ajuste absolutos (ꭓ
2
, ꭓ
2
/gl, SRMR), de
ajuste relativo (CFI, TLI) y el no basado en la cen-
tralidad (RMSEA) se ubican dentro del margen de
aceptación (
Brown, 2015; Byrne, 2008; Yang-Wallen-
tin et al., 2010
), lo que demuestra que la escala ASI
es apta para su uso en población ecuatoriana y que
puede ser empleada en investigaciones sobre las
actitudes y comportamientos sexistas hacia la gura
femenina. Se analizó también la invarianza por gé-
nero del ASI, evidenciándose que la equivalencia de
medida llega a nivel fuerte (
Asparouhov & Muthén,
2014
), lo cual señala que existen ligeras diferencias
en la estructuración latente del constructo de sexis-
mo que varía entre grupos (hombres vs. mujeres).
En tercer lugar, los resultados respecto a la a-
bilidad del instrumento (consistencia interna) y re-
lación con otras variables (validez de convergencia)
son adecuados. Acerca de la abilidad, calculada
con el coeciente ω, se encontró que el factor de
sexismo hostil, así como la valoración total del ASI,
presentan niveles de consistencia aceptables; en el
factor de sexismo benevolente, el puntaje resulta
menor, aunque su consistencia es aceptable para -
nes investigativos. Estos resultados estarían ponien-
do en evidencia una mayor tendencia de la pobla-
ción estudiada a demostrar actitudes sexistas hacia
la mujer con manifestaciones de hostilidad, más
que con expresiones de protección y de cuidado.
Sin embargo, es importante señalar que los va-
lores de consistencia interna de este estudio son
relativamente más bajos que los reportados en los
trabajos referenciales (
Cárdenas et al., 2010; Expó-
sito et al., 1998
; Glick & Fiske, 1996; Manrique &
Muñoz, 2020
; Rodríguez et al., 2009; Vaamonde &
Omar, 2012
). Una explicación puede ser el cambio
en el uso del coeciente ω en reemplazo del coe-
ciente de Cronbach. De este modo, los hallazgos
del presente estudio aportan con una apreciación
más clara de la abilidad del ASI, tomando en cuen-
ta las particularidades tanto de la escala como del
mecanismo de respuesta de los ítems, hecho que
resulta novedoso puesto que en las revisiones an-
teriores no se realizaron de manera similar.
Con respecto a las evidencias de validez en fun-
ción de la relación con otras variables, se encontró
que los factores y la escala global del ASI se co-
rrelacionan de manera moderada, positiva y signi-
cativa con el AMI, lo cual es similar a lo reportado
por
Rodríguez et al. (2009) en España. Este hallaz-
go permite deducir que en el medio ecuatoriano
se presentan actitudes y conductas sexistas hacia
los hombres. Además, se abre el espacio para que
futuras investigaciones estudien las propiedades
psicométricas del AMI en Ecuador, con lo cual se
podría contar con validaciones contextualizadas de
ambas pruebas que avalen investigaciones sobre
sexismo en el medio.
En conclusión, los hallazgos referentes a la es-
tructura factorial del ASI permiten plantear algu-
nas precisiones. Por un lado, la estructura de dos
factores con 12 ítems replica lo encontrado en la
muestra española (
Rodríguez et al., 2009). Por otro
lado, en la muestra ecuatoriana, la escala conserva
una estructura factorial igual a la de la versión ori-
ginal (
Glick & Fiske, 1996) y a las de otras versiones
de 22 ítems reportadas en estudios latinoamerica-
nos previos (
Cárdenas et al., 2010; Expósito et al.,
1998
; Manrique & Muñoz, 2020; Vaamonde & Omar
2012
). Estos resultados permiten reconrmar la va-
lidez del ASI en el contexto ecuatoriano. Además,
dada la estructura de dos factores hallada en este
estudio, el ASI podría correlacionarse con pruebas
Propiedades psicométricas del ASI
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Glick & Fiske, 1996; Manrique & Muñoz, 2020; Ro-
dríguez et al., 2009
; Vaamonde & Omar, 2012). Esta
característica podría estudiarse a futuro con pobla-
ción ecuatoriana, a n de analizar la capacidad con-
vergente de la escala con otros instrumentos.
Respecto a las limitaciones del presente estudio,
una de ellas es que el reclutamiento de los parti-
cipantes estuvo focalizado en Quito. Esta consi-
deración es importante, pues Ecuador es un país
multiétnico y pluricultural, por tanto, el constructo
de sexismo y los factores propuestos por el ASI po-
drían tener connotaciones particulares en los diver-
sos espacios socio-culturales. En consecuencia, se
recomienda que futuros trabajos normativos inclu-
yan otros sectores del país. Otra limitación son los
varios contextos de aplicación del presente estudio
(lugares públicos vs. encuesta digital), que puede
haber afectado el nivel de privacidad, atención y
concentración de los participantes. Finalmente,
existe una limitación referente al propio concepto
explorado, pues el tema del sexismo topa actitudes
personales profundas y tiende a ser polémico, por
tanto, la investigación pudo haber sido inuida por
la deseabilidad social. Efectivamente, las personas
saben que las actitudes sexistas son indeseables y
podrían haber sido menos sinceras en sus respues-
tas. Aunque esto no afecta directamente a la valida-
ción del instrumento, investigaciones que busquen
explorar la presencia de actitudes sexistas deberán
tomar en cuenta este factor.
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