La erotofobia-erotofilia alude al tipo de reacción emocional que las personas experimentan ante los estímulos sexuales. El instrumento de evaluación más empleado es el Sexual Opinion Survey (SOS), formado por 21 ítems. Dada la ausencia de estudios que analicen su validez de contenido, y teniendo en cuenta la falta de consenso acerca de su estructura factorial, el objetivo del presente estudio es analizar su validez de contenido, con el fin de seleccionar aquellos ítems que mejor representen al constructo erotofobia-erotofilia para desarrollar una versión breve.
Material y métodoPara examinar la validez de contenido se emplearon 5 expertos en sexualidad. El SOS, junto a otros autoinformes para evaluar asertividad sexual, funcionamiento sexual, actitudes hacia las fantasías sexuales y deseo sexual, fueron aplicados a una muestra de 3.218 adultos heterosexuales (1.555 varones y 1.663 mujeres) con edades comprendidas entre 18 y 84 años, seleccionados entre la población general española mediante muestreo no probabilístico por conglomerados.
ResultadosA partir del juicio de expertos, únicamente 6 de los 21 ítems originales cumplieron con los criterios fijados para valorar la representatividad del constructo. La nueva versión breve de 6 ítems (SOS-6) presenta una estructura unidimensional, y alcanza una adecuada fiabilidad (α=0,74) y validez convergente al correlacionar sus puntuaciones con asertividad sexual, satisfacción sexual, deseo sexual, funcionamiento sexual y actitudes positivas hacia las fantasías sexuales. Además, se proponen baremos para la escala, por sexo y rango de edad.
ConclusionesLa versión española breve del SOS de 6 ítems es fiable y válida.
Erotophobia-erotophilia refers to the emotional reaction that people experience with sexual stimuli. The most frequently used instrument to evaluate this reaction is the Sexual Opinion Survey (SOS), composed of 21 items. Given the absence of studies that analyze its content validity and considering the lack of consensus about its factorial structure, this study has aimed to analyze its content validity in order to develop a short version using those items that best represent the erotophobia-erotophilia construct.
Material and methodFive experts in the field of human sexuality assessed the content validity. A final sample of 3,218 heterosexual adults (1,555 men and 1,663 women), ages 18 to 84 years, selected from the general Spanish population using a non-probabilistic cluster procedure, responded to the SOS along with other self-reports to assess sexual assertiveness, sexual functioning, attitudes toward sexual fantasies, and sexual desire.
ResultsAccording to the expert's judgment, only 6 out of the 21 original items met the established criteria of the construct representativeness. The new 6-items short version (SOS-6) had a unidimensional structure and achieved adequate reliability (α=0.74) and good convergent validity with significant correlations with sexual assertiveness, sexual satisfaction, sexual desire, sexual functioning, and positive attitudes toward sexual fantasies. Furthermore, percentile rank scores for gender and age are proposed.
ConclusionsThe 6-items-SOS Spanish version is reliable and valid.
La erotofobia-erotofilia es la disposición aprendida a responder a estímulos sexuales a partir de una evaluación afectiva hecha en un continuo negativo (erotofobia)-positivo (erotofilia)1. Se trata de un constructo relacionado con 2 áreas importantes de la salud sexual: el funcionamiento sexual2–4 y las conductas sexuales de riesgo1,5,6. Con el fin de evaluar la erotofobia-erotofilia, Fisher et al.1 elaboraron el Sexual Opinion Survey (SOS). Sus 21 ítems estiman la respuesta afectiva a diferentes tipos de estímulos sexuales: heterosexuales, homosexuales, conductas autoeróticas, fantasías sexuales y estímulos visuales. Fisher et al.1 informan de una adecuada consistencia interna (0,86 y 0,82 para varones y mujeres, respectivamente) y asumen como válida la estructura trifactorial (Exhibición de la sexualidad, Variedad sexual y Homoerotismo) que Gilbert y Gamache7 habían planteado, y que explicaba el 52% de la varianza. Tanner y Pollack8 examinaron su fiabilidad test-retest, obteniendo correlaciones superiores a 0,84 a las 2 semanas y 0,85 a los 2 meses. Rise et al.9 proponen una estructura de 4 factores (Erotofilia, Sexo no convencional, Orientación homosexual y Erotofobia) en adolescentes noruegos que explica el 51,90% de la varianza.
En España, el SOS fue validado por Carpintero y Fuertes10, obteniendo adecuados indicadores de fiabilidad de consistencia interna (α=0,86), pero los autores no hacen referencia alguna a su dimensionalidad. Será Lameiras-Fernández11 quien señale que su estructura está constituida por 3 factores (Erotofilia, Homosexualidad y Erotofobia), aunque en un estudio posterior plantea 4 factores (Erotofilia, Erotofobia, Homofobia y Sexo no convencional) que explican el 48,80% de la varianza12. García-Vega et al.13 señalan una estructura trifactorial diferente en hombres, mujeres y muestra total, con una consistencia interna de 0,86, 0,84 y 0,85, respectivamente. Sierra et al.14 desarrollan una versión de 16 ítems agrupados en un único factor que explica el 30,14% de la varianza con un coeficiente de fiabilidad de consistencia interna de 0,84. Más recientemente, Del Río Olvera et al.15 pusieron nuevamente a prueba la estructura factorial de la escala en 2 muestras (consumidores de sustancias y no consumidores), obteniéndose 6 (Material erótico, Erotofobia, Sexo no convencional, Erotofobia visual, Erotofilia y Homofobia) y 5 factores (Erotofobia, Homofobia, Estimulación visual, Erotofilia y Material erótico), respectivamente, así como una adecuada fiabilidad para la escala total. Por último, Del Río Olvera et al.16 adaptan los ítems del SOS a todas las orientaciones sexuales, pues muchos de ellos están claramente dirigidos a población heterosexual, surgiendo una versión de 20 ítems agrupados en 4 dimensiones (Erotofobia, Erotofilia, Homofobia y Sexo no convencional), alcanzándose una fiabilidad de consistencia interna para la escala total de 0,85.
Por otro lado, algunos estudios se centraron en desarrollar versiones breves. Semph17 propone una versión de 5 ítems con una correlación de 0,84 con la versión completa; Carpintero y Fuertes10 plantean una versión de 10 ítems con una α de Cronbach de 0,78. Ambas versiones breves se intuyen monofactoriales y en ambos casos los ítems fueron seleccionados mediante análisis de regresión.
En definitiva, pese a que el SOS se muestra como una escala fiable, no parece existir consenso con respecto a su dimensionalidad. Probablemente esto se deba a que hasta el momento, y pese a contar con una definición semántica del constructo, no se ha puesto a prueba su validez de contenido. Además, es posible que desde la aparición de la escala, los estímulos sexuales asociados a la erotofobia-erotofilia hayan podido cambiar con el paso del tiempo. Teniendo en cuenta que tanto en investigación como en la práctica clínica es sumamente importante disponer de autoinformes breves, fiables y que evalúen el constructo deseado, el objetivo del presente estudio es analizar la validez de contenido del SOS, tratando de obtener mediante este procedimiento un reducido número de ítems que conformen una nueva versión breve de la escala, de la cual se examinará su estructura interna, su fiabilidad, se aportarán indicios de la validez de sus medidas y, por último, se proporcionarán baremos diferenciados por sexo y edad.
Material y métodosParticipantesLa muestra está formada por 3.218 personas adultas heterosexuales extraídas de la población general española, mediante un muestreo no probabilístico por conglomerados (sexo, edad, ubicación geográfica y tamaño de la población de residencia) en 21 provincias del territorio nacional. De ellos, 1.555 eran varones y 1.663 mujeres, no observándose diferencias estadísticamente significativas entre ambos sexos en edad (Mvarones=39,11, DT=13,07; Mmujeres=39,36, DT=13,39) (t3210=-0,05; p=0,60), ni en nivel educativo (χ24=6724; p=0,15), pero sí en la frecuencia de prácticas religiosas (χ24=77,23; p=0,00) (tabla 1).
Características sociodemográficas de la muestra
| Muestra total (N=3.218) | Varones (n=1.555) | Mujeres (n=1.663) | |
| Edad | |||
| 18-34 años | 1.202 (37,4) | 591 (38,0) | 611 (36,7) |
| 35-49 años | 1.108 (34,4) | 533 (34,3) | 575 (34,6) |
| 50-84 años | 902 (28,0) | 428 (27,5) | 474 (28,5) |
| Ubicación geográfica | |||
| Norte de España | 1.184 (36,8) | 509 (32,7) | 675 (40,6) |
| Sur de España | 2.029 (63,1) | 1046 (67,3) | 983 (59,1) |
| Tamaño de la población de residencia | |||
| Más de 50.000 habitantes | 1.636 (50,8) | 816 (52,5) | 820 (49,3) |
| Menos de 50.000 habitantes | 1.570 (48,8) | 739 (47,5) | 831 (50,0) |
| Nivel de estudios | |||
| Sin estudios | 49 (1,5) | 21 (1,4) | 28 (1,7) |
| Educación Primaria | 591 (18,4) | 269 (17,3) | 322 (19,4) |
| Educación Secundaria | 904 (28,1) | 464 (29,8) | 440 (26,5) |
| Estudios Superiores | 1.665 (51,7) | 799 (51,4) | 866 (52,1) |
| Religión | |||
| Católica | 2.409 (74,7) | 1.093 (70,3) | 1.316 (79,1) |
| Islámica | 4 (0,1) | 2 (0,1) | 2 (0,1) |
| Judía | 3 (0,1) | - | 3 (0,2) |
| Budista | 5 (0,2) | 2 (0,1) | 3 (0,2) |
| Hinduista | 1 (0) | 1 (0,1) | - |
| Ninguna | 787 (24,5) | 453 (29,1) | 334 (20,1) |
| Práctica religiosa | |||
| Diaria | 13 (0,4) | 3 (0,2) | 10 (0,6%) |
| Una vez por semana | 202 (6,3) | 61 (3,9) | 141 (8,5) |
| Alguna vez al mes | 307 (9,5) | 118 (7,6) | 189 (11,4) |
| Alguna vez al año | 1.580 (49,1) | 738 (47,5) | 842 (50,6) |
| Nunca | 1.110 (34,5) | 366 (23,5) | 477 (28,7) |
Los datos se muestran como n (%).
Versión española del SOS10 de 21 ítems en la que se invirtió la escala de respuesta de tipo Likert de 7 puntos original, de modo que 1 significa totalmente en desacuerdo y 7 totalmente de acuerdo. Mayores puntuaciones indican más erotofilia.
Versión española del Hurlbert Index of Sexual Assertiveness18 de 18 ítems contestados en una escala tipo Likert con 5 opciones de respuesta desde 0 (nunca) a 4 (siempre) agrupados en 2 dimensiones: Inicio (α de Cronbach de 0,74 y 0,81 en varones y mujeres, respectivamente) y Ausencia de timidez/Rechazo (α de Cronbach de 0,78 y 0,83 en varones y mujeres, respectivamente). En este estudio, la fiabilidad de consistencia interna fue de 0,78 en varones y de 0,84 en mujeres para Inicio, y de 0,74 en varones y 0,82 en mujeres para Ausencia de timidez/Rechazo. Mayor puntuación indica mayor asertividad sexual.
Versión española del Massachusetts General Hospital Sexual Functioning Questionnaire19, que evalúa deseo, excitación, orgasmo, erección (en varones) y satisfacción sexual general. Se contesta sobre una escala tipo Likert de 5 puntos entre 0 (totalmente disminuido) y 4 (normal). Su fiabilidad de consistencia interna es de 0,90 en varones y 0,93 en mujeres. En el presente estudio, la α de Cronbach ha sido de 0,88 en varones y de 0,93 en mujeres. Mayores puntuaciones indican un mejor funcionamiento sexual.
Versión española de la Escala de Fantasías Sexuales20, que evalúa la actitud positiva hacia las fantasías sexuales a través de 10 ítems contestados en formato tipo Likert de 5 puntos, desde 0 (nunca) hasta 4 (siempre). Su fiabilidad de consistencia interna es de 0,85. En el presente estudio se obtuvo un coeficiente de 0,91. Puntuaciones elevadas indican una mejor disposición hacia las fantasías sexuales.
Versión española del Inventario de Deseo Sexual21, formada por 13 ítems que se responden en una escala de tipo Likert con opciones de respuesta variables y se agrupan en 2 dimensiones: Deseo sexual diádico y Deseo sexual solitario. La fiabilidad de consistencia interna es de 0,87 para deseo sexual diádico y de 0,88 para deseo sexual solitario; en el presente estudio se obtuvieron coeficientes de 0,82 y 0,92, respectivamente. Una mayor puntuación indica mayor deseo sexual.
ProcedimientoCon el fin de evaluar la validez de contenido se seleccionaron 5 expertos en sexualidad humana y construcción de autoinformes que conocían el constructo erotofobia-erotofilia. Mediante una escala de respuestas de 4 puntos señalaban el nivel de acuerdo en 4 parámetros: representatividad del ítem (se refiere a la validez de contenido, que refleja el grado en el que el ítem es juzgado como representativo del constructo), comprensión (valoración de si el ítem se comprende adecuadamente), interpretación (juicio sobre la posibilidad de que el ítem pueda interpretarse de varias formas) y claridad (grado en el que el ítem resulta conciso/preciso/directo). Un grupo de evaluadores se encargó de administrar la batería de cuestionarios de forma individual o en pequeños grupos (bibliotecas, aulas, centros sociales, etc.). Era entregada junto a un sobre y una vez contestada de forma completamente anónima se devolvía en el sobre cerrado con el fin de asegurar la máxima confidencialidad. Todos los encuestados recibían la misma información y participaban de forma voluntaria. Se empleó el consentimiento informado verbal. La evaluación tenía una duración aproximada de 45min.
Análisis de datosPara obtener el porcentaje de acuerdo interjueces en los 4 parámetros se empleó el programa ICaiken22, que permite obtener el intervalo de confianza para la V de Aiken23. Las puntuaciones del intervalo oscilan entre 0-1 (0 indica total desacuerdo y 1 representa el mayor acuerdo posible interjueces22). El punto mínimo de validez se estableció en 0,65 en función de los baremos de Aiken24, empleando un intervalo de confianza del 90%22. Una vez descartados los ítems que mostraban problemas de contenido (no cumplían el criterio para la V de Aiken) se realizó un análisis paralelo25 para determinar el número de factores observados. Mediante el programa Factor 8.0226 se observó un solo factor que explicaba un 44% de la varianza. A continuación se puso a prueba la estructura unidimensional de la escala. Mediante el EQS 6.1 se analizó el ajuste del nuevo modelo de 6 ítems. En primer lugar, se calculó la distribución multivariada de los datos empleando el test de Mardia, en donde valores superiores a 5 serían indicativos de no normalidad. Como método de estimación se ha empleado la máxima verosimilitud robusta debido a la distribución muestral observada. Los indicadores de ajuste empleados han sido el Root Mean Square Error Aproximation (RMSEA), y su intervalo confidencial, el Non-Normed Fit Index (NNFI) y el Comparative Fit Index (CFI). Valores inferiores a 0,08 para el límite confidencial superior para el RMSEA y mayores a 0,95, tanto para el CFI como para el NNFI, serán indicadores de buen ajuste.
ResultadosDel total de 21 ítems, 15 de ellos presentaron problemas de representatividad. Solamente los ítems 3, 4, 8, 18, 19 y 20 cumplieron con los criterios fijados para valorar la representatividad del constructo, es decir, alcanzaron el valor 0,65 de límite inferior del intervalo de confianza al 90% para la V de Aiken, además de lograr valores adecuados en el resto de criterios evaluados (comprensión, ambigüedad y claridad) (tabla 2).
Ítems del Sexual Opinion Survey que cumplen el criterio de representatividad (límite inferior para la V de Aiken≥0,65) e intervalo de confianza del 90%
| Ítem | Criterios | |
| 3. Bañarse desnudo/a con una persona de otro sexo podría ser una experiencia excitante | Representatividad | 0,66-0,95 |
| Comprensión | 0,74-0,98 | |
| Ambigüedad | 0,59-0,91 | |
| Claridad | 0,66-0,95 | |
| 4. La masturbación puede ser una experiencia excitante | Representatividad | 0,74-0,98 |
| Comprensión | 0,74-0,98 | |
| Ambigüedad | 0,74-0,98 | |
| Claridad | 0,84-1 | |
| 8. Me resulta excitante pensar en tener una relación sexual coital | Representatividad | 0,74-0,98 |
| Comprensión | 0,74-0,98 | |
| Ambigüedad | 0,74-0,98 | |
| Claridad | 0,84-1 | |
| 18. Probablemente sería una experiencia excitante acariciar mis genitales | Representatividad | 0,72-0,97 |
| Comprensión | 0,74-0,98 | |
| Ambigüedad | 0,74-0,98 | |
| Claridad | 0,66-0,95 | |
| 19. No me agrada tener sueños sexuales | Representatividad | 0,66-0,95 |
| Comprensión | 0,66-0,95 | |
| Ambigüedad | 0,52-0,87 | |
| Claridad | 0,66-0,95 | |
| 20. No siento ninguna curiosidad por el material de contenido sexual (libros, películas) | Representatividad | 0,66-0,95 |
| Comprensión | 0,74-0,98 | |
| Ambigüedad | 0,74-0,98 | |
| Claridad | 0,74-0,98 | |
Nota. En negrita los valores de los ítems que no alcanzan el umbral mínimo en ambigüedad.
Con respecto a la validez de constructo, se observa que la distribución multivariada del modelo no es normal como se extrae del coeficiente estandarizado de Mardia=64,69. Por ello, se ha empleado un método consistente ante este supuesto, el ML-R. El modelo inicial monofactorial puesto a prueba muestra un ajuste deficiente: Satorra-Bentler Scaled χ2=302,92, grados de libertad=9, p<0,01, RMSEA=0,010, CFI=0,90 y NNFI=0,83. Atendiendo a los índices de modificación (Lagrange Multiple Test) se procedió a covariar los errores de los ítems 19 y 20, que son los únicos redactados de forma negativa. El modelo (unifactorial) con los errores de los ítems 19 y 20 covariados ha mostrado un ajuste aceptable: Satorra-Bentler Scaled χ2=115,20, grados de libertad=8, p<0,01, RMSEA=0,065 (±90% IC [0,054-0,075]), CFI=0,96 y NNFI=0,93 (el NNFI es el único indicador de ajuste que no supera el umbral impuesto).
Una vez confirmada la unidimensionalidad de la nueva versión breve de 6 ítems, se procedió a examinar algunas de las propiedades psicométricas de los ítems, calculando media, desviación típica, correlación ítem-total corregida, α de Cronbach si se elimina el ítem y fiabilidad de la escala, obteniéndose una α de Cronbach de 0,74 para la escala total (tabla 3).
Media, desviación típica, correlación ítem-total corregida, α si se elimina el ítem y fiabilidad del Sexual Opinion Survey-6
| Ítems | M | DT | ri−tc | α-ítem |
| SOS3 | 6,10 | 1,57 | 0,45 | 0,71 |
| SOS4 | 5,38 | 1,92 | 0,59 | 0,67 |
| SOS8 | 5,08 | 2,10 | 0,43 | 0,72 |
| SOS18 | 5,16 | 1,99 | 0,57 | 0,67 |
| SOS19 | 6,03 | 1,70 | 0,44 | 0,71 |
| SOS20 | 5,46 | 1,96 | 0,40 | 0,73 |
| Total | 33,21 | 7,50 | - | 0,74 |
DT: desviación típica; M: media; rci-t: correlación ítem-total corregida; α-ítem: α si se elimina el ítem.
En cuanto a la validez externa de la nueva versión reducida, se han observado correlaciones positivas moderadas con la asertividad sexual de inicio (r=0,39; p<0,01) y de ausencia de timidez/rechazo (r=0,41; p<0,01), la satisfacción sexual (r=0,30; p<0,01), el deseo sexual diádico (r=0,50; p<0,01) y solitario (r=0,50; p<0,01), y con el funcionamiento sexual global (r=0,30; p<0,01), así como una correlación elevada con la actitud positiva hacia las fantasías sexuales (r=0,62; p<0,01).
Finalmente, se obtuvieron los baremos de la nueva versión breve diferenciados por sexo y rango de edad (18-34, 35-49 y 50-88) (tabla 4), ya que se observaron diferencias significativas entre ambos sexos para los 3 rangos de edad (F2=14,15; p<0,01).
Baremos del Sexual Opinion Survey-6 por sexo y edad
| Edad (años) | Varones | Mujeres | ||||
| 18-34 | 35-49 | 50-81 | 18-34 | 35-49 | 50-84 | |
| Media | 35,98 | 34,54 | 32,87 | 34,34 | 32,45 | 28,08 |
| Desviación típica | 5,97 | 6,73 | 7,12 | 6,57 | 7,58 | 8,63 |
| Mínimo | 6 | 12 | 9 | 6 | 9 | 6 |
| Máximo | 42 | 42 | 42 | 42 | 42 | 42 |
| N | 591 | 533 | 428 | 611 | 575 | 474 |
| Percentiles | ||||||
| 1 | 16 | 17 | 17 | 18 | 13 | 7 |
| 5 | 24 | 22 | 20 | 22 | 19 | 13 |
| 15 | 30 | 27 | 24 | 27 | 24 | 18 |
| 25 | 33 | 30 | 27 | 30 | 27 | 22 |
| 35 | 35 | 33 | 30 | 33 | 30 | 25 |
| 45 | 37 | 35 | 33 | 35 | 32 | 27 |
| 50 | 37 | 36 | 34 | 36 | 34 | 29 |
| 55 | 38 | 37 | 35 | 36 | 35 | 30 |
| 75 | 41 | 41 | 39 | 40 | 39 | 35 |
| 85 | 42 | 42 | 41 | 41 | 41 | 38 |
| 95 | 42 | 42 | 42 | 42 | 42 | 41 |
| 99 | 42 | 42 | 42 | 42 | 42 | 42 |
La versión breve del SOS de 6 ítems obtenida (Anexo 1) ha demostrado una adecuada validez de contenido, de constructo y externa, además de indicadores de fiabilidad óptimos. La elaboración de baremos actualizados para hombres y mujeres, divididos en 3 rangos de edad, otorga a esta versión una adecuada capacidad para evaluar la erotofobia-erotofilia de forma breve, fiable y válida. Desde la construcción de la escala original han pasado 35 años, por lo que los estímulos sexuales asociados a la erotofobia-erotofilia han podido evolucionar, lo que puede estar explicando las diferencias halladas entre las versiones reducidas de Semph17, Carpintero y Fuertes10, y la presente. En este estudio, y hasta donde conocemos, se ha realizado el primer análisis de la validez de contenido del SOS. Los resultados han demostrado que muchos de los ítems que componen la versión original no parecen, al menos desde un punto de vista cualitativo, evaluar realmente el constructo planteado. Así, los expertos coincidieron en que algunos ítems (1, 2, 9, 12, 15 y 20) no eran representativos de la variable erotofobia-erotofilia, pues deberían hacer referencia a un tipo concreto de material erótico-sexual, ya que están redactados de forma general (por ejemplo, el ítem 12: Casi todo el material erótico me produce náuseas). Otros ítems (5, 10, 11, 14 y 16) no tenían en cuenta la diversidad sexual y se inclinaban a la homofobia (por ejemplo, el ítem 5: Me sentiría dolido/a si se descubriese que un amigo íntimo es homosexual). Además, algunos jueces hicieron referencias críticas a que expresiones como humillante en el ítem 11 o me produce náuseas en el 12 eran demasiado drásticas. Asimismo, el ítem 13 (Me sentiría emocionalmente mal viendo a alguien exhibirse públicamente), según los expertos, evalúa más el exhibicionismo que la erotofobia. De este modo, solo 6 de los 21 ítems (3, 4, 8, 18, 19 y 20) parecen evaluar correctamente la erotofobia-erotofilia, aunque con algunas limitaciones. Los ítems 3 y 19 de la versión antigua (1 y 5 de la actual) presentan problemas por su ambigüedad. Por dicho motivo, estos ítems deberían ser revisados en el futuro para minimizar posibles errores en la evaluación. El uso de grupos focales o entrevistas cognitivas serían especialmente interesantes para este fin. No obstante, atendiendo al resto de indicadores cuantitativos parece que, al menos en la amplia muestra de este estudio, estos 2 ítems refuerzan la capacidad métrica de la escala final.
La versión breve ha confirmado su unidimensionalidad, observándose cómo solo uno de los indicadores de ajuste (NNFI) no alcanzaba el umbral mínimo necesario. Estos resultados son coherentes con la definición teórica de erotofobia-erotofilia1 y con el estudio de Sierra et al.14, en donde se defiende un constructo unidimensional. Es probable, atendiendo a los resultados observados en la validez de contenido, que el constructo erotofobia-erotofilia evaluado en el SOS original no estuviese formado por diferentes factores1,7,9,11–13,15,16, sino que, en realidad, se estuvieran evaluando constructos diferentes al de erotofobia-erotofilia como, por ejemplo, homofobia, fantasías sexuales o deseo sexual. Consideramos que la unidimensionalidad del constructo coincide con la definición de «un continuo» que se hace de la erotofobia-erotofilia, al menos, atendiendo a los datos de este estudio.
En cuanto a las propiedades psicométricas de los ítems, estas son adecuadas, encontrándose una correlación ítem-total corregida superior a 0,30 en todos los ítems; la eliminación de algún ítem no mejora la α de Cronbach de la escala total en ningún caso, la cual alcanza un coeficiente de 0,74 que, teniendo en cuenta su brevedad (solo 6 ítems), se puede considerar óptima, y comparable a la obtenida en la versión reducida de Carpintero y Fuertes10 (0,78) y superior a la informada por Birnbaum y Gillat27 para la versión de Semph17 (0,63). Por lo que respecta a la validez externa, las puntuaciones de SOS-6 correlacionaron en sentido positivo con la asertividad sexual, tal como ya se había demostrado en estudios previos18,28. Igualmente, la asociación entre erotofobia-erotofilia y funcionamiento sexual señalada por otros autores6,21,29 se observa en el presente estudio. Finalmente, tal como plantean estudios previos1,30,31, las puntuaciones del SOS-6 correlacionaron con la actitud hacia las fantasías sexuales.
La obtención de baremos facilitará la interpretación de los resultados obtenidos, tanto desde un punto de vista clínico, como desde el campo de la investigación. Asimismo, la división por sexo de estos baremos hace más adecuada la comprensión de las puntuaciones, ya que de acuerdo con los resultados obtenidos en este y otros estudios6,14,16,32,33, los varones puntúan más alto en erotofilia que las mujeres, lo cual puede deberse al proceso de socialización sexual que tradicionalmente muestra un predominio masculino13, o a la falta de ítems afectivos más propios del sexo femenino no fundamentados tanto en los gustos sexuales de los varones (por ejemplo, material pornográfico)13,14, lo cual lleva al desarrollo de escalas basadas en modelos masculinos de sexualidad, como ocurriría en este caso13,14.
En conclusión, la versión española del SOS de 6 ítems es fiable y válida. Además, la existencia de baremos hace del SOS-6 una opción altamente recomendable para la evaluación de la erotofobia-erotofilia. No obstante, existen algunas limitaciones en el estudio que deben ser señaladas. El muestreo empleado limita la extrapolación de resultados; por un lado, no ha sido aleatorizado, y por otro, al tratarse exclusivamente de personas con orientación heterosexual, y el 51,7% tener nivel de estudios superiores, es posible que estemos obviando posibles sesgos.
Responsabilidades éticasProtección de personas y animales. Los autores declaran que para esta investigación no se han realizado experimentos en seres humanos ni en animales.
Confidencialidad de los datos. Los autores declaran que en este artículo no aparecen datos de pacientes.
Derecho a la privacidad y consentimiento informado. Los autores declaran que en este artículo no aparecen datos de pacientes.
FinanciaciónEsta investigación forma parte de un proyecto financiado por el Ministerio de Ciencia e Innovación de España (SEJ2007-61824) concedido al último autor.
Conflicto de interesesLos autores declaran no tener ningún conflicto de intereses.
Los autores agradecen a Abilio Reig, Ana Sánchez, Asociación Cultural Galega de Formación Permanente de Adultos, Asociación de Vecinos Porto Bello, Biko Arloak, Carlos Rodríguez, Centro Quérote, Clínica UNER, Cruz Roja de Ourense, Francisca Fariña, Javier Fernández Agrafojo, Jordi Llabrés, José Luis Fernández Seara, José Olivares, José Pedro Espada, Juan Cachinero, Lourdes Espinosa, Luis Fernández Ríos, Olga Hernández, Ramón Arce, Raquel Rodríguez, Ricardo Folé y Rodrigo Carcedo.
