Construcción de la Escala para Evaluar la Disforia por Comportamientos, Fantasías y Orientaciones Sexuales (E-DCFOS)

Construction of the Scale to evaluate Dysphoria for Sexual Behaviors, Fantasies and Orientations (S-DSBFO)

FERRAN PADRÓS BLÁZQUEZ

JESÚS RENÉ RUIZ LÓPEZ

JUAN ARTURO HONOLD ESPINOSA

ERICKA IVONNE CERVANTES PACHECO

FABIOLA GONZALEZ BETANZOS

Universidad Michoacana de San Nicolás de Hidalgo, México

Resumen

Existe una amplia variabilidad respecto a las fantasías, deseos, comportamientos y orientaciones sexuales mostradas por los seres humanos. Sin embargo, debido a la discriminación que sufren las personas con orientaciones no heterosexuales, y que frecuentemente se experimenta el fenómeno de homofobia internalizada, se hace necesario disponer de un instrumento para evaluar el malestar que pueden experimentar las personas derivado de sus fantasías, deseos, comportamientos y orientaciones sexuales. Por ello, el objetivo del presente trabajo fue elaborar y estudiar las propiedades psicométricas de la Escala para Evaluar Disforia por Comportamientos, Fantasías y Orientaciones Sexuales (E-DCFOS). Se realizó un estudio de validez de contenido de los ítems. Luego se administraron los 17 ítems aprobados por jueces expertos a 464 estudiantes de preparatoria a los que se le administraron la E-DCFOS, y dos escalas; el Beck Anxiety Inventory (BAI) y la Escala de Depresión del Centro de Estudios Epidemiológicos (CES-D). Se estudió la estructura interna a través de un Análisis Factorial Exploratorio y la consistencia interna mediante la omega de McDonald. En los resultados se conservaron 10 reactivos que se distribuye en dos factores: Disforia con baja activación (DBA) y Disforia con alta activación (DAA) que explican el 37% de la varianza. El valor de omega de la escala general fue algo baja de ω =.676, así como la de los factores DBA (ω = .572) y DAA ( ω =.575). Se observó que la correlación de la E-DCFOS con el BAI (r = .48; p <.001) y con la CES-D (r = .47; p <.001) fueron moderadas. Se concluye que la E-DCFOS es un instrumento de utilidad para detectar jóvenes que experimentan malestares derivados de sus preferencias sexuales. Asimismo requiere de posteriores estudios, especialmente de un Análisis Factorial Confirmatorio.

Palabras clave: homofobia internalizada; malestar; psicometría; sexualidad; orientación sexual.

Abstract

There is wide variability regarding fantasies, desires, behaviors and sexual orientations shown by human beings. However, due to the discrimination suffered by people with non-heterosexual orientations, and that the internalized homophobia phenomenon is frequently experienced, it is necessary sexual behaviors and orientations. Therefore, the objective of this work was to elaborate and study the psychometric properties of the Scale to evaluate Dysphoria for Sexual Behaviors, Fantasies and Orientations (S-DSBFO). A content validity study of the items was conducted. Then the 17 items approved by expert judges were administered to 464 high school students who were given the e-dcfos, and two scales; The Beck Anxiety Inventory (BAI) and Center for Epidemiologic Studies Depression Scale (CES-D). The internal structure was studied through an exploratory factor analysis and internal consistency through the Omega of McDonald. In the results, 10 items were conserved in two factors; Dysphoria with Low Activation (DLA) and Dysphoria with High Activation (DHA) that explain 37% of the variance. Omega's alpha value of the general scale was a bit low (Ω = .676), as well as that of the factors DBA (Ω = .572) and DAA (Ω = .575). It was observed that the correlation of the S-DSBFO with the BAI (r = .48; p <.001) and with the CES-D (r = .47; p <.001) were moderate. It is concluded that S-DSBFO is a useful instrument to detect young people who experience discomfort derived from their sexual preferences. It also requires subsequent studies, especially a Confirmatory Factor Analysis.

Keywords: internalized homophobia; discomfort; psychometry; sexuality; sexual orientation.

Desde a mediados del siglo XX que se publicaron los dos estudios famosos de Kinsey (Kinsey, Pomeroy y Martin, 1948; Kinsey, Pomeroy, Martin y Gebhard, 1953), que reportaron sobre las características del comportamiento sexual de hombres y mujeres, así como los factores que intervienen para tener una diversidad de conductas sexuales entre los individuos o entre varios sectores de la población; es conocida la amplia variabilidad respecto a las fantasías, deseos, comportamientos y orientaciones mostradas por los seres humanos.

Desde los estudios de Kinsey et al. (1948; 1953) anteriormente descritos, la investigación sobre la diversidad sexual ha sido tan basta que sería un espacio insuficiente para dar cuenta de ello, por ello se resaltan los estudios recientes, por ejemplo, los realizados en España reportan que hasta un 26,1% de los participantes se identificaba con una orientación diferente a la heterosexual (Nebot-García, Ballester-Arnal y Ruiz-Palomino, 2020), y en otro estudio, se reportó que un 13,2% de hombres y hasta un 31,5% de mujeres no se identificaron como heterosexuales (Nebot-García et al., 2022). Mientras que en México, se reportó que un 21% de estudiantes universitarios había tenido fantasías de tipo homosexual, y hasta un 4% refirió haber tenido comportamientos (Moral de la Rubia, 2009). Además, se ha observado en una muestra de casi 3000 participantes que hasta el 11,5% de los hombres y el 15,3% de las mujeres han experimentado variaciones respecto a su orientación sexual durante su vida. Por otro lado, un 58,6% de los varones y un 72,4% de mujeres consideraron que las etiquetas tradicionales utilizadas para aludir a la orientación sexual (heterosexual, bisexual y homosexual) son inadecuadas, e insuficientes para evaluar la orientación sexual en la actualidad. Por otro lado, el 84% de los hombres y 54% de mujeres homosexuales han referido experimentar malestar por la propia identidad sexual (Nebot-García et al., 2020). De modo que, a partir de estos hallazgos puede concluirse que la orientación sexual parece ser una dimensión amplia, continua y variable a lo largo de la vida. Además, las personas no heterosexuales están en mayor riesgo de padecer trastornos mentales, lo cual se evidencia con el mayor uso de servicios de salud mental que las personas no heterosexuales reportan (Baams, De Luca y Brownson, 2018; Bränström, 2017; Dunbar et al., 2017; Platt, Wolf y Scheitle, 2018).

En este sentido, las personas homosexuales han mostrado peores niveles de satisfacción con la vida (Shenkman, Stein y Bos, 2019) y niveles más bajos de salud mental (Ruiz-Palomino et al., 2020; Shenkman, Stein y Bos, 2019). También presentan con mayor frecuencia alteraciones psicológicas, las más comunes son: ansiedad (Björkenstam et al., 2017; Cochran, Björkenstam y Mays, 2017; Dunbar et al., 2017; Plöderl y Tremblay, 2015; Ruiz-Palomino et al., 2020; Shenkman, Stein y Bos, 2019), depresión (Björkenstam et al., 2017; Plöderl y Tremblay, 2015; Shenkman, Stein y Bos, 2019; Wilson y Cariola, 2020), abuso de sustancias (Kerridge et al., 2017; Plöderl y Tremblay, 2015), incluso ideación e intentos suicidas (Björkenstam et al., 2017; Plöderl y Tremblay, 2015; Wilson y Cariola, 2020). Asimismo, Martínez-Gómez et al. (2020) han reportado que las personas no heterosexuales refirieron niveles elevados de preocupación (hasta un 45,5%) cuando fueron conscientes de su orientación, con respecto a las personas heterosexuales que sólo mostró un 3,4%. Por otro lado, en el momento de la evaluación un 3,5% de las personas que se identificaron como heterosexuales mantenían un alto grado de preocupación, muy inferior al 31,8% mostrado por las personas no heterosexuales (Martínez-Gómez et al., 2020).

Aunado a la mayor necesidad de atender la salud mental, las personas no heterosexuales han experimentado discriminación social que ha afectado las representaciones sociales respecto a las fantasías, deseos, comportamientos y orientaciones sexuales fuera de la heteronormatividad, sobre todo porque son consideradas una minoría sexual (Nebot-García et al., 2022). En México se han hallado evidencias respecto a la presencia de estereotipos y percepciones estigmatizantes sobre la homosexualidad y la bisexualidad en jóvenes estudiantes de preparatoria y en universitarios (Lozano, 2009; Rodríguez y Facal, 2019). Según Martínez-Gómez et al. (2020), cuando las personas no heterosexuales se sienten obligadas a ocultar su orientación sexual y los temores asociados a la misma, se favorece la aparición de la homofobia interiorizada, lo cual a su vez pone en riesgo su salud mental. Ortiz y García (2005) han señalado que, durante la infancia de las personas bisexuales y homosexuales, éstas van introyectando creencias y van forjando actitudes negativas respecto a aquello que no es heteronormativo. Así, las personas homosexuales y bisexuales con frecuencia muestran actitudes y sentimientos negativos hacia sí mismos. Se ha observado que una tercera parte de los varones que mantuvieron relaciones sexuales con otros hombres experimentaron sentimientos de culpa, y un 40,3% mencionó experimentar vergüenza (Ortiz y García, 2005).

Los hallazgos anteriormente descritos pueden conceptualizarse como disforia que se refiere a un estado de tristeza, malestar, ansiedad o irritabilidad, es decir todo lo contrario a la euforia. En este caso, la disforia puede ser concebida como un estado de angustia o malestar persistente que presenta una persona, causado por la falta de correspondencia entre su sexo biológico y su identidad de género. Anteriormente, la medicina y la psiquiatría consideraron a la homosexualidad y transexualidad como enfermedades y después como trastornos mentales, como lo mostró en su momento la inclusión de la homosexualidad y la transexualidad en el Manual Diagnóstico y Estadístico de los Trastornos Mentales (DSM) y la Clasificación Internacional de Enfermedades (CIE). Actualmente ni la homosexualidad ni la transexualidad se consideran enfermedades o trastornos. No obstante, es necesario tomar en cuenta que la población con diversidad en su orientación e identidad sexual y de género puede experimentar disforia; por lo que su salud mental requiere ser atendida con toda la sensibilidad, ética y profesionalismo.

Tomando en cuenta los riesgos de salud mental a los que están sometidos los adolescentes y jóvenes procedentes de la experimentación de emociones y sentimientos negativos derivados de sus preferencias sexuales, deseos, fantasías, comportamientos o reconocimiento de su orientación sexual, se considera necesario disponer de un instrumento que detecte de forma precoz la disforia que éstos presentan derivados. Al no detectar la existencia de ningún cuestionario o escala que evaluara dicho malestar, se propuso como objetivo del presente trabajo elaborar un instrumento para evaluar la Disforia por Comportamientos, Fantasías y Orientaciones Sexuales (E-DCFOS), así como estudiar algunas de sus propiedades psicométricas, tales como la bondad de los ítems, la estructura interna, la consistencia interna y las evidencias de validez concurrente.

Método

El presente estudio fue de tipo instrumental (Montero y León, 2007) y se realizó en dos fases. En la primera parte se realizó un estudio con grupos focales y después se elaboraron los reactivos, los cuales fueron evaluados por jueces expertos. La segunda fase fue empírica, y después de administrar la escala de 17 ítems se realizó una depuración de los mismos, un análisis factorial exploratorio, un estudio de consistencia interna, se estudiaron las evidencias de validez y se extrajeron descriptivos de la escala y sus factores. A continución se describe cada fase de manera más detallada:

Primera fase

En un primer momento se realizó un estudio exploratorio retrospectivo con dos grupos focales. Los participantes fueron casos típicos-ideales que se autoidentificaban como gais, lesbianas y bisexuales (LGB), quienes se encontraban en edad adulta y que ya hubieran integrado su orientación e identidad sexual, con la finalidad de identificar indicadores de disforia experimentada por adultos LGB cuando eran adolescentes y mientras vivieron el descubrimiento de su sexualidad. La meta de esta fase fue encontrar la información para construir los ítems de la E-DCFOS. Una vez construidos los ítems, éstos fueron enviados a 5 jueces expertos para que evaluaran la redacción y el contenido. Para medir el acuerdo inter-jueces se utilizó el coeficiente de concordancia V de Aiken, se consideró un acuerdo adecuado (V≥.80) sobre la pertinencia de los ítems (Robles-Pastor, 2018). Finalmente, 17 ítems resultaron satisfactorios para conformar la primera versión de la escala, los resultados pueden consultarse en detalle en Ruíz-López y Padrós-Blázquez (en prensa).

Segunda fase

A continuación se describe el método utilizado para realizar la segunda fase.

Participantes. Se utilizó una muestra no probabilística por conveniencia de 464 estudiantes de una escuela preparatoria de una zona urbana. La muestra se compuso de 267 mujeres (57.5%) y 197 hombres (42.5%), con una media de edad de 16.50 (mínima 15 y máxima 18, DE = 1.09).

Instrumentos. Se utilizó la Escala para Evaluar Disforia por Comportamientos, Fantasías y Orientaciones Sexuales (E-DCFOS) de 17 ítems; objeto de estudio de la presente investigación. La escala evalúa el malestar experimentado por las personas derivado de sus propios comportamientos, fantasías y orientación sexual. Todos son ítems directos y se responde en una escala tipo Likert de 5 puntos, donde 1 es totalmente en desacuerdo y 5 es totalmente de acuerdo.

Además también se aplicó el Inventario de Ansiedad de Beck (BAI) desarrollado por Beck et. al. en 1988, este es uno de los instrumentos más utilizados en la actualidad para evaluar sintomatología ansiosa en ambientes clínicos y no clínicos. Se utilizó la versión adaptada para población mexicana (Padrós et. al., 2020) que consta de 21 ítems, los cuales se responden en una escala tipo Likert de 4 puntos que evalúan los síntomas de menor a mayor intensidad (de 0 a 3). Los rangos de puntuación oscilan de 0 a 63. En la versión para población mexicana mostró una estructura interna bifactorial y la confiabilidad del total de la escala fue excelente (α=.911). Los factores también mostraron valores de consistencia interna adecuados, el de “Síntomas somáticos” resultó de α = .877 y el de “Síntomas cognitivos” tiene un α = .835.

Por último, se incluyó la Escala de Depresión del Center of Epidemiological Studies (CES-D) de Radloff (1977), que, de igual manera, es uno de los instrumentos más utilizados en la actualidad para evaluar sintomatología depresiva, ya que fue desarrollada mediante el estudio de poblaciones clínicas y no clínicas. Consta de 20 ítems que permiten evaluar diversos factores asociados a la depresión durante un periodo de una semana previa a su aplicación. La escala original evalúa cuatro factores: afecto deprimido, síntomas somáticos, retardo psicomotor, y problemas en las relaciones interpersonales. La versión mexicana (González-Forteza et. al., 2008) ha mostrado una excelente confiabilidad (α=.93). En México se observó una estructura de 6 factores, pero en el presente trabajo se utilizó solo la puntuación total de la escala.

Procedimiento. Se solicitó autorización a la escuela preparatoria para que sus estudiantes pudieran participar en la investigación. Por motivos de la pandemia por COVID-19 todo se realizó de manera telemática, así que se intercambiaron correos electrónicos con las autoridades escolares, con el departamento psicopedagógico y con los padres de familia para coordinar la aplicación. Se enviaron a los padres de familia los consentimientos informados, así como una breve presentación de la investigación que incluyó la descripción de los objetivos de la investigación.

Las aplicaciones se realizaron por medio de videollamadas en la plataforma Google Meet a los grupos de estudiantes y con la ayuda de la psicóloga encargada del departamento psicopedagógico. En cada aplicación primero se habló brevemente sobre diversidad sexual y los síntomas de disforia derivados de ésta, y se presentaron los objetivos de investigación. Al finalizar la explicación, se les envió a los estudiantes un enlace con el cuestionario, el cual se albergó en la plataforma Google Formularios. Las aplicaciones se realizaron durante la llamada para responder dudas, el tiempo de aplicación osciló entre 10 y 15 minutos por grupo.

En relación a los cuidados éticos, en la presente investigación se siguió la normativa del Código Ético del Psicólogo (Sociedad Mexicana de Psicología, 2010); por ello con un día de antelación se entregó a los participantes una Carta de Consentimiento Informado que debía ser revisada, aprobada y firmada por ellos y por sus padres o tutores legales en el caso de ser menores de edad.

Análisis de datos

Los datos se capturaron en el software estadístico SPSS versión 25. Se realizaron pruebas de KMO y Esfericidad de Bartlett para determinar los parámetros de normalidad de la muestra y conocer si era factorizable. Para el análisis factorial exploratorio, se utilizó el método de extracción Mínimos Cuadrados Generalizados (GLS) con rotación Oblimin. También se realizó un análisis de Alfa de Cronbach para determinar la confiabilidad. De igual manera, se estudió la bondad de los ítems mediante la correlación entre el ítem y el total de la escala corregida y el Alfa de Cronbach de la escala, en caso de eliminar el ítem. Debido a que se han señalado algunas limitaciones del alfa de Cronbach, en el presente trabajo se ofrece dicho valor junto el índice omega de McDonald. Los valores aceptables se espera que se encuentren entre .70 y .90 (Ventura-León y Caycho-Rodríguez, 2017). Se evaluó la normalidad de las distribuciones a través de la prueba de Shapiro-Wilk. Para todos los análisis se usó un alfa de .05 como criterio para valorar la significancia estadística.

Resultados

Se encontró que la escala era factorizable mediante la prueba KMO (0.79) y la prueba de esfericidad de Bartlett (p<.001, χ²=415.360, gl = 45). Solo los dos primeros componentes mostraron autovalores superiores a la unidad y eran interpretables, es decir los ítems que lo forman comparten un significado que permite poner una etiqueta. En la Tabla 1 puede observarse que la varianza explicada acumulada de ambos factores es superior al 37%.

Se obtuvo una estructura de dos factores, los cuales fueron etiquetados como F1: Disforia con baja activación (DBA; incluye reacciones emocionales como molestia, culpa y rechazo) y F2: Disforia con alta activación (DAA; compuesto por experiencias de vergüenza, ansiedad y enojo). Cada uno de los factores estuvo compuesto por cinco ítems. Los ítems se distribuyeron de forma muy clara con cargas factoriales superiores a .40 en solo uno de los factores (Tabla 2).

A partir de los resultados, se realizó la depuración de 7 reactivos siguiendo los criterios de Floyd y Widaman (1995); lo cual se hizo tomando como criterios que los ítems no presentaran una carga factorial igual o mayor a .40 en algún factor, que no mostraran una correlación mínima de .30 con el total de la escala o por hacer incrementar el valor del alfa de Cronbach del total de la escala o del factor donde podría ubicarse, así como la congruencia en el contenido de los reactivos.

Consistencia interna y descripción de los ítems

El valor de omega de McDonald de la escala general fue de ω =.676, mientras que el primer factor 1 Disforia con baja activación (DBA), obtuvo una omega (ω =.572) y el segundo factor Disforia con alta activación (DAA), un valor de ω =.575.

Se estudió la bondad de los ítems con la correlación de cada uno de los elementos con el total de la escala (corregida) y el &alfa; de Cronbach si se elimina el elemento (Tabla 3). Las puntuaciones medias de los ítems oscilaron entre 2.28 (ítem 2) y 2.53 (ítem 5), la desviación estándar de todos los ítems se encontró entre 1.31 (ítem 2) y 1.46 (ítem 6).

La correlación de cada ítem con la puntuación de la escala total corregida fue superior a .30. Los ítems correlacionaron de forma corregida entre .311 (ítem 7) y .348 (ítem 6). Ningún ítem al ser eliminado hace que aumente el coeficiente del Alfa de Cronbach general de la escala (Tabla 3).

Relación con otras variables y datos descriptivos

Con la intención de obtener evidencias de validez convergente de la escala, se realizaron correlaciones de Pearson entre los factores de la escala E-DCFOS, la escala total y los otros instrumentos. Se encontraron valores moderados y positivos de la escala E-DCFOS con el BAI (r = .48; p < .001), y con el CES-D (r = .47; p < .001). También se encontró correlación positiva alta entre la escala total E-DCFOS con el factor 1 (r =.82; p < .001) y el factor 2 (r =.83; p < .001).

Asimismo, se observaron correlaciones moderadas positivas, entre el factor 1 con las escalas BAI (r = . 404; p < .001) y CES-D (r =.38; p < .001); así como entre el factor 2 con el BAI (r =. 40; p < .001) y con la CES-D (r =.40; p < .001).

En la Tabla 4 aparecen los datos descriptivos de los dos factores (DBA y DAA) y de la puntuación total de la escala; de tal manera que, observando los valores de asimetría y curtosis de ambos factores y de la escala total, puede inferirse que la distribución sigue la ley normal.

Discusión

El objetivo principal de la presente investigación fue elaborar una escala para evaluar la Disforia por Comportamientos, Fantasías y Orientaciones Sexuales (E-DCFOS), así como estudiar algunas propiedades psicométricas de dicha escala.

Respecto a la estructura interna, surgieron dos factores (cada uno de los cuales tiene cinco ítems) con cierto sentido teórico, los cuales fueron etiquetados Disforia con baja activación ya que incluye reacciones emocionales como molestia, culpa y rechazo, lo cuales pueden considerarse reacciones emocionales disfóricas con bajo nivel de arousal y por otro lado, el segundo factor, el cual hemos etiquetado como Disforia con alta activación se compone por estados emocionales como vergüenza, ansiedad y enojo, los cuales se caracterizan también por ser desagradables, pero con un nivel elevado de arousal.

Sin embargo, los valores de consistencia interna de ambos factores y de la escala resultaron bajos para los factores si se toma como referencia las sugerencias de Viladrich, Angulo-Brunet y Doval (2017) que indican que el valor de omega de McDonald es aceptable si es superior a .70. Una posible explicación es que ambos factores están integrados por estados emocionales desagradables, aunque pueden agruparse en función de la activación, todavía pueden considerarse que incluyen estados emocionales notablemente diferentes. De modo que, por ejemplo, respecto al factor Disforia con baja activación, es posible que algunas personas tiendan a sentir culpa y no molestia o rechazo por sus fantasías, deseos u orientación sexual, ambos estados aparecen en dicho factor. En cambio, a otras personas les puede suceder lo contrario. Asimismo, las emociones de vergüenza y enojo son bastante distintas y ambas forman parte del factor Disforia con alta activación. Ello también puede explicar la baja consistencia interna de la escala total. Nótese que los ítems muestran correlaciones bajas con el total de la escala sin el propio ítem, aunque todos muestran una correlación superior a .30, ninguno supera el .40. lo cual también favorece la suposición de que la gran variabilidad de emociones desagradables podría explicar la baja fiabilidad hallada en la escala. Estos resultados, ponen de manifiesto la necesidad de plantear en un futuro una revisión de la escala contemplando la posiblidad de incrementar el número de ítems que aluden a dichas emociones.

Respecto a las evidencias de validez, las correlaciones moderadas y positivas observadas entre la escala E-DCFOS total, los factores y las escalas de sintomatología de ansiedad y depresión indican que la E-DCFOS no es equivalente a la sintomatología, pero sí guarda una notable relación. Lo cual es congruente con la idea de que la disforia por comportamientos, fantasías y orientaciones sexuales pueden considerarse un factor de riesgo para trastornos ansiosos (Björkenstam et al., 2017; Cochran, Björkenstam y Mays, 2017; Dunbar et al., 2017; Plöderl y Tremblay, 2015; Ruiz-Palomino et al., 2020; Shenkman, Stein y Bos, 2019) y depresivos (Björkenstam et al., 2017; Plöderl y Tremblay, 2015; Shenkman, Stein y Bos, 2019; Wilson y Cariola, 2020) que se han hallado en personas no heterosexuales. Cabe resaltar que Nebot-García et al. (2020) han reportado altos índices de malestar en personas homosexuales.

Sin embargo, es importante señalar algunas limitaciones que presenta el estudio. La primera alude al tipo de muestreo utilizado, el cual fue incidental y por conveniencia, y tampoco se realizó de forma estratificada, debido a las condiciones de distanciamiento social recomendados ante la pandemia por COVID-19. Ello dificulta la generalización de los resultados. Posteriormente, sería recomendable estudiar las propiedades psicométricas de la escala haciendo uso de una muestra extraída mediante muestreo aleatorio y estratificado.

Debe destacarse que en la presente investigación se estudió la estructura únicamente por un Análisis Factorial Exploratorio, es necesario que en un futuro se corrobore mediante un Análisis Factorial Confirmatorio.

También sería conveniente estudiar la validez concurrente y discriminante, haciendo uso de instrumentos que evalúen la homofobia internalizada, a falta de alguna otra escala que pueda utilizarse como estándar de oro. Del mismo modo, sería de gran utilidad disponer de un punto de corte para detectar aquellos adolescentes que se encuentran en riesgo. Asimismo, sería de interés estudiar la fiabilidad test-retest de la escala E-DCFOS.

También, sería interesante estudiar la sensibilidad al cambio de personas con altos niveles de disforia después de recibir una intervención efectiva. Por otro lado, en futuras investigaciones, sería interesante estudiar y comparar las características psicométricas de la escala en muestras diferenciadas en función de su orientación sexual (es decir, una muestra formada por participantes heterosexuales y otra por no heterosexuales).

Finalmente, es importante señalar que la muestra se extrajo solo del estado de Michoacán, se recomienda en una futura investigación capturar muestras de otros estados de México.

Conclusión

A pesar de la necesidad de futuros estudios de la E-DCFOS, tomando en cuenta los resultados de la presente investigación y que no existe ningún otro instrumento que evalue la disforia por preferencias sexuales, puede concluirse que la escala puede ser de gran utilidad para evaluar la presencia de disforia por comportamientos, fantasías y orientaciones sexuales en población de adolescente y joven.

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Agradecimientos

Esta investigación tuvo apoyo financiero del Consejo Nacional de Humanidades, Ciencia y Tecnología (CONAHCYT).

Acerca de los autores y las autoras

Ferran Padrós Blázquez (fpadros@umich.mx) tiene licenciatura y doctorado en Psicología por la Universidad Autónoma de Barcelona. Profesor e investigador en la. Actualmente es Profesor-investigador de tiempo completo en la Universidad Michoacana de San Nicolás de Hidalgo (México) desde abril de 2008. Pertenece al Sistema Nacional de Investigadores de México, nivel 2 y cuenta con perfil PRODEP. Tipo de contribución: Conceptualización, análisis formal y metodología, escritura, revisión y edición. (ORCID 0000-0001-8911-8096).

Jesús René Ruiz López (reneruiz.psicologo@gmail.com) es licenciado en Psicología por la Universidad de Morelia en el año 2016. Tipo de contribución: Conceptualización, análisis formal y metodología, escritura, borrador original. (ORCID 0009-0003-0710-9930 ).

Juan Arturo Honold Espinosa (juan.honold@umich.mx) tiene Licenciatura en Psicología por la Universidad Nacional Autónoma de México (Fes Iztacala) y Maestría en sexología clínica en el Instituto mexicano de sexología (IMESEX). Profesor de asignatura de la Facultad de Psicología de la Universidad Michoacana de San Nicolás de Hidalgo, en Morelia, Michoacán, México. Tipo de contribución: Metodología, escritura y revisión. (ORCID 0009-0005-5041-2921).

Ericka Ivonne Cervantes Pacheco (ericka.cervantes@umich.mx) es doctora en ciencias sociales, con especialidad en estudios de la mujer y relaciones de género por la Universidad Autónoma Metropolitana-Xochimilco. Profesora e investigadora de tiempo completo de la Facultad de Psicología de la Universidad Michoacana de San Nicolás de Hidalgo, en Morelia, Michoacán, México. Pertenece al Sistema Nacional de Investigadores de México, nivel 1 y cuenta con perfil PRODEP. Tipo de contribución: Metodología, escritura y revisión. (ORCID 0000-0003-2498-6815).

Fabiola Gonzalez Betanzos (fbetanzos@umich.mx) es doctora en Metodología en Ciencias del Comportamiento y la Salud por la Universidad Autónoma de Madrid, España. Profesora Titular A, de la Universidad Michoacana de San Nicolás de Hidalgo. Miembro del Sistema Nacional de Investigadores Nivel 1 y cuenta con perfil PRODEP. Tipo de contribución: Análisis formal y metodología, escritura y revisión. (ORCID 0000-0003-4585-7211).

Recibido: 26/03/2023

Aceptado: 11/12/2023

Cómo citar este artículo

Padrós Blázquez, F., Ruiz López, J. R., Honold Espinosa, J. A., Cervantes Pacheco, E. I. y Gonzalez Betanzos, F. (2024). Construcción de la Escala para Evaluar la Disforia por Comportamientos, Fantasías y Orientaciones Sexuales (E-DCFOS). Caleidoscopio - Revista Semestral de Ciencias Sociales y Humanidades, 27(50). https://doi.org/10.33064/50crscsh4353

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