ARTÍCULO ORIGINAL

Psychometric properties of the Conflict Management Styles Scale in family and friendship contexts for university students

Propiedades psicométricas de la escala de estilos de manejo del conflicto en entorno familiar y amical para universitarios

Eddy Wilmar Aquize Anco^1*, Yemi Shomara Romero Vargas¹, Karen Edith Rivera Mercado¹, Yudith Beatriz Quispe Cayo¹

¹ Facultad de Ciencias de la Salud, Universidad Peruana Unión, Lima, Perú.

* Correspondencia: eddy.wildmar@upeu.edu.pe

Recibido: 26 de marzo de 2024 | Revisado: 21 de mayo de 2024 | Aceptado: 28 de diciembre de 2024 | Publicado Online: 31 de diciembre de 2024.

CITARLO COMO:

Aquize Anco, E., Romero Vargas, Y., Rivera Mercado, K., Quispe Cayo, Y. (2024). Psychometric properties of the Conflict Management Styles Scale in family and friendship contexts for university students. Interacciones, 10, e411. http://dx.doi.org/10.24016/2024.v10.411

ABSTRACT

Introduction: The style of coping with interpersonal conflicts significantly influences the consolidation or deterioration of friendships and family relationships. Therefore, it is essential to have instruments with adequate psychometric evidence to evaluate this coping style. Objective: This study aims to develop the Conflict Management Styles Scale (EMCO) for friendship and family contexts and to determine its validity based on content, construct, reliability, and equivalence through metric invariance across genders. Method: An instrumental study was conducted with 493 university students aged 18 to 43 years (M = 21, SD = 2.9), comprising 67.7% women and 32.3% men. A review by expert judges was performed, followed by exploratory factor analysis (EFA) with oblique rotation for both subscales and confirmatory factor analysis (CFA) using the WLSMV method with standard and robust indices. Internal consistency and metric invariance across genders were also assessed. Results: Regarding content validity, all initial items demonstrated adequate validity. In the EFA, both subscales yielded a five-factor solution, consistent with the CFA results. In the latter analysis, the "family" subscale achieved fit indices of CFI = 0.977, TLI = 0.975, SRMR = 0.064, and RMSEA = 0.061 [90% CI 0.056–0.065], while the "friends" subscale obtained CFI = 0.964, TLI = 0.962, SRMR = 0.072, and RMSEA = 0.068 [90% CI 0.065–0.072]. In terms of reliability, the "family" subscale showed ω = 0.856 and α = 0.845, and the "friends" subscale obtained ω = 0.879 and α = 0.877. Additionally, structural equivalence between men and women was demonstrated through metric invariance. Conclusion: The EMCO scale is concluded to present adequate evidence of content validity, construct validity, and reliability for assessing conflict management styles in university students.

Keywords: conflict; styles; university students; validity; reliability.

RESUMEN

Introducción: El estilo de afrontamiento de conflictos interpersonales influye significativamente en la consolidación o deterioro de las relaciones amicales y familiares. Por ello, es fundamental disponer de instrumentos con adecuadas evidencias psicométricas para evaluar este estilo de afrontamiento. Objetivo: Este estudio tiene como objetivo desarrollar la escala de estilos de manejo del conflicto (EMCO) en entornos amicales y familiares, y determinar su validez basada en el contenido, constructo, confiabilidad y equivalencia mediante la invarianza métrica entre géneros. Método: Se realizó un estudio instrumental con una muestra de 493 universitarios de 18 a 43 años (M = 21, DE = 2.9), compuesta por 67.7% mujeres y 32.3% hombres. Se llevó a cabo una revisión por jueces expertos, un análisis factorial exploratorio (AFE) con rotación oblicua para ambas subescalas, y un análisis factorial confirmatorio (AFC) utilizando el método WLSMV con índices estándar y robustos. Además, se evaluaron la consistencia interna y la invarianza métrica entre géneros. Resultados: Respecto a la validez basada en el contenido, todos los ítems iniciales mostraron validez adecuada. En el AFE, ambas subescalas arrojaron una solución de cinco factores, consistente con los resultados del AFC. En este último análisis, la subescala “familia” alcanzó índices de ajuste CFI = 0.977, TLI = 0.975, SRMR = 0.064 y RMSEA = 0.061 [IC90% 0.056–0.065], mientras que la subescala “amigos” obtuvo CFI = 0.964, TLI = 0.962, SRMR = 0.072 y RMSEA = 0.068 [IC90% 0.065–0.072]. En cuanto a la confiabilidad, la subescala “familia” mostró un ω = 0.856 y α = 0.845, y la subescala “amigos” obtuvo un ω = 0.879 y α = 0.877. Asimismo, se demostró la equivalencia estructural entre hombres y mujeres mediante la invarianza métrica. Conclusión: Se concluye que la escala EMCO presenta evidencias adecuadas de validez de contenido, validez de constructo y confiabilidad para evaluar los estilos de manejo de conflictos en estudiantes universitarios.

Palabras claves: conflicto; estilos; estudiantes universitarios; validez; confiabilidad.

INTRODUCCIÓN

Los conflictos son parte de las interacciones sociales, y su aparición dentro de las relaciones familiares, conyugales son inevitables (Espinosa et al., 2013). El problema surge ante conflictos mal resueltos que podrían atentar contra e bienestar (Camargo, 2020), incrementado el estrés, ansiedad, frustración, la pérdida de relaciones personales y profesionales, deterioro de la autoestima, confianza en sí mismo, y la acumulación de resentimiento, además de dolor e indignación si no se resuelven correctamente (Moreno et al., 2021). Una gestión inadecuada del conflicto puede resultar en relaciones hostiles y malestar psicológico (Alzate, 1992).

De hecho, existen estudios como las de Valdiviezo (2020) quien encontró un grupo de estudiantes peruanos de nivel primario que el 58.7% presenta disfunción familiar de intensidad moderada, un 37.3% presenta disfunción familiar con intensidad severa, finalmente un 4% presenta disfunción familiar leve denotando así que no se satisface las necesidades emocionales, afectivas y psicológicas en las familias. Por otro lado, el 32.5% de estudiantes de bachillerato ecuatoriano pertenecen a la disfuncionalidad leve, el 6.3% a moderada y el 10% tiene severa (Pachar, 2021) por esa razón, podemos inferir en que los hogares al ser disfuncionales tienen como característica principal la falta de comunicación asertiva para resolver conflictos. Si al contexto familiar nos referimos, en el “Centro Nacional de Epidemiología, Prevención y Control de Enfermedades Perú (CDC Perú) en el año 2022”, se registraron más de 17 mil incidentes de violencia contra la mujer, siendo más prevalentes en mujeres adultas (40,12%), jóvenes (25,55%), mujeres solteras (43,05%) y convivientes (36,16%). Además, se encontró que la violencia psicológica es la más común con 57,90%, seguida de la violencia física con un 29,90% (INEI, 2021). Denotando una vez más, que la causa principal es la poca capacidad que existe para resolver los conflictos. Específicamente en Puno – Perú, Vasquez (2022) evidencia que el 48.8% de las residentes que forman parte de hogares monoparentales, exhiben un comportamiento impulsivo. Del mismo modo, los patrones de comunicación familiar ejercen una influencia notable en el comportamiento de los residentes, dado que el 51.2% indicaron provenir de familias con un estilo de comunicación autoritario. A parte de ello, se observó que un 12% de estudiantes mostraban conductas agresivas (Apaza & Jilapa, 2019).

Existen diferentes pruebas que evalúan estilos de manejo del conflicto entre ellas tenemos el “Inventario de estilos de resolución de conflicto (CSRI) de Kurdek (1994)” que está centrado en evaluar resolución de conflictos en el contexto de las relaciones de pareja, este instrumento posee 3 dimensiones (solución positiva del conflicto, implicación directa en el conflicto, evitación o retirada (Camargo, 2020). Por otra parte, se tiene el Cuestionario de Resolución de conflicto (Conflictalk) de Kimsey y Fuller 2003 adaptado al español por Garaigordobil et al., (2016) para España y analizado por Gil & Ichaccaya (2021) para jóvenes universitarios de Lima de 18 a 30 años, posee tres dimensiones (enfocado en el problema, enfocado en los otros, enfocado en sí mismo) de Kimsey y Fuller en 2003. Al analizar esta investigación, podemos entrar en cuenta de que tuvo limitaciones como el tipo de muestreo utilizado (no probabilístico) que no permite generalizar los resultados, además el hecho de que el test se analizó en el marco de la crisis sanitaria, así mismo el modelo teórico usado se limita solo a tres dimensiones, asi mismo l instrumento de Thomas & Kilmann (2008) de modos para manejar el conflicto, evalúa los cinco modos de conflicto a través de dos dimensiones (asertividad, cooperación), sin embargo no tiene dos subescalas de evaluación.

La teoría del conflicto nos indica que cada persona tiene un estilo predominante que permanece durante el tiempo sin embargo, aunque la persona tenga un estilo predominante según varíe la situación y el contexto del conflicto, puede escoger otro estilo en su comportamiento según su conveniencia (Alzate, 1992). Según la teoría de Rahim y Bonoma de 1979, para responder ante un conflicto existen 5 estilos: evitación, confrontación, acomodación, compromiso y colaboración (Villamediana et al., 2015).

El estilo evitativo, implica no enfrentar directamente los conflictos para mantener la calma a corto plazo, evidenciando así pérdida de motivación para luchar por intereses propios por lo que es tendiente a posponer en su mente la resolución del conflicto (Martínez, 2011).

El estilo de acomodación implica baja preocupación por uno mismo, cediendo ante las demandas de la otra parte (Laca, 2005). Este enfoque es de perder-ganar, donde se prefiere perder para satisfacer al otro (Jaca & Díaz, 2005). Las personas con este estilo tienden a ser sumisas, autoexigentes y con un fuerte sentido del deber (Moreno et al., 2021).

El estilo de enfrentamiento es el enfoque, también llamado “desafiar o someter” (Luna-Bernal & Laca-Arocena, 2017), tiende a surgir en decisiones precipitadas (Codina, 2006), y puede provocar daños emocionales a largo plazo, como resentimiento y hostilidad (Thomas & Kilmann, 2008).

El estilo de compromiso, según Finez & Garcia (2012), se caracteriza por priorizar la resolución del problema y mantener una buena relación con el ofensor, minimizando la importancia de las emociones. Vargas, Cabrera, & Ricon (1978) señalan que este estilo busca soluciones prácticas para evitar futuros conflictos, adoptando un enfoque de ganar-perder para ambas partes, donde cada una cede algo; además, la persona reconoce el daño que le causaron, sin embargo, no le presta tanta importancia a sus emociones ya que, para él, el principal objetivo es resolver el problema y no tener inconvenientes en el relacionamiento con el ofensor (Finez & Garcia, 2012).

Finalmente, el estilo de colaboración, en este estilo ambas partes aceptan que el conflicto es parte de las relaciones interpersonales adoptando actitudes colaborativas en un conflicto reconociendo y expresando sus emociones negativas (Pujol, 2015).

Por tales razones, se pretende diseñar una escala para evaluar los estilos de manejo de conflicto denominado “EMCO” basada en la teoría de Rahim y Bonoma con dos subescalas coexistentes (subescala amigos y familiares) además de determinar sus evidencias de validez de contenido, constructo, evaluar la confiabilidad por consistencia interna y evaluar la equivalencia por invarianza métrica según el género en universitarios juliaqueños.

MÉTODO

Diseño

La metodología corresponde a un estudio psicométrico (Ato et al., 2013) centrada a obtener evidencias de validez y confiabilidad, además de poseer un corte transversal (Hernández et al., 2014).

Participantes

Se optó por un muestreo no probabilístico intencional de una población finita (Fidias, 2012). El tamaño de la muestra se calculó en función del poder estadístico del CFI basado en 5 dimensiones, potencia (1- β) = 95% y un CFI esperado de 0.95, la cual dio como resultado 387 (Arifin, 2024); dado que se tuvo la oportunidad de recolectar más encuestados se optó por superar este valor llegándose a 493 sujetos para ambas subescalas, este valor se encuentra también sustentada en investigaciones psicométricas que recomiendan tener de 5 a 10 personas por cada ítem administrado, lo que implicaría entre 240 y 480 participantes (Muñiz & Fonseca, 2019). Las edades oscilaron entre 18 a 43 de los cuales 334 (67.7%) son mujeres y 159 (32.3%) varones, el 97% solteros, 2% casados y 0.2% divorciados. En cuanto a la convivencia, el 63.7% indicó vivir con sus padres, el 36.3% solos, con hermanos, amigos o con su pareja; a pesar de ello, todos indicaron tener contacto con sus familiares periódicamente. El 86.61% provienen de la sierra, el 9.5% de la costa y el 3.8% de la selva. Los semestres que refirieron oscilan entre II ciclo a VIII ciclo.

Instrumento

La escala de estilos de manejo del conflicto (EMCO) fue construido específicamente para este estudio, la cual posee cinco dimensiones: evitación, enfrentamiento, acomodación, compromiso y colaboración. Es importante mencionar que se optó por una escala de tipo Likert, que posee 4 alternativas: “nunca, casi nunca, a veces, casi siempre, siempre” donde Nunca=0, Casi nunca=1, a veces=2, casi siempre=3, siempre =4.

Procedimiento

Una vez construida la escala, inicialmente compuesta por 48 ítems agrupados en cinco estilos de manejo de conflictos, se procedió a su validación mediante juicio de expertos. Para ello, se utilizó el formato politómico propuesto por Ventura-León (2022), considerando tres criterios de validez: relevancia, representatividad y claridad. El análisis se realizó utilizando la fórmula de V de Aiken y los intervalos de confianza al 95% descritos por Pendfiel & Giacobbi (citado en Ventura-León, 2022). En cuanto al criterio de elegibilidad de los ítems, se adoptó un enfoque liberal, considerando válidos aquellos con un valor Low superior a 0.5, conforme a Cicchetti (1994, citado en Soto & Livia, 2009).

Para evaluar la validez de constructo, el instrumento fue aplicado a una muestra de 493 universitarios. Los ítems se analizaron utilizando el software JASP (JASP Team, 2024), considerando medidas de tendencia central, dispersión (Pérez & Medrano, 2010) y distribución, asegurando que las dispersiones no superaran un valor de 3.

En el análisis factorial exploratorio (AFE), se empleó el método de factorización de mínimos residuales debido a violaciones de la normalidad multivariada identificadas mediante el test de Mardia. Se utilizó una rotación oblicua (oblimin), adecuada para datos con covarianzas entre los estilos, y se realizaron análisis basados en matrices policóricas para las variables ordinales. Para el análisis factorial confirmatorio (AFC), se utilizó RStudio con los paquetes “Lavaan” y “Semplot”, empleando el estimador WLSMV robusto. Las matrices fueron policóricas y se aplicó una rotación oblicua. Los puntos de corte aceptables se establecieron según Jordan-Muiños (2021), con valores de CFI y TLI superiores a 0.95 y 0.90, respectivamente, y RMSEA y SRMR inferiores a 0.05 y 0.08. Además, se esperaron ítems con cargas factoriales superiores a 0.5 y con errores mínimos. Adicionalmente, se realizó un análisis de confiabilidad mediante Alfa de Cronbach y Omega de McDonald. También se aplicó un análisis de invarianza métrica utilizando modelos configural, métrico, escalar y estricto para comparar entre hombres y mujeres. Los resultados se presentan por subescala.

Aspectos éticos

El estudio respeta las principales conductas éticas precisados por la American Psychological Association, 2017) tales como la confidencialidad, la voluntad de participar en el estudio evidenciado en el consentimiento informado además de ser aprobado por un comité de ética de la Universidad Peruana Unión con número de oficio 2023-CE-FCS-UPEU-116.

RESULTADOS

Análisis descriptivos

La tabla 1 muestra el comportamiento de los ítems considerando su media, desviación estándar, asimetría y curtosis, estas dos últimas para identificar el tipo de distribución de los ítems (Pérez & Medrano, 2010). Los hallazgos demuestran que, la sub-escala de estilos de manejo del conflicto en un contexto familiar, mostraron mayor número de ítems con distribución no normal (12 y 15) en comparación a la sub-escala amical donde ningún ítem mostró irregularidad en su distribución. Llama la atención que los ítems no normales muestran asimetrías positivas lo que propone que la distribución tiende a agruparse por debajo de la media. Respecto a la media y desviaciones estándar, los ítems 32, 35, 41 y 42 son los ítems con una mayor media, pero de ellos, los únicos ítems con menor dispersión son 41 y 42 lo que evidencia que la mayoría de los sujetos respondió afirmativamente a estas preguntas. Estas características son contrarias a la sub-escala amical, puesto que no se observan ítems con no normalidad, a su vez, los únicos ítems que superan 3 en su media son 32, 35 y 42; pero de ellas el único ítem con dispersiones inferiores a 1 es el ítem 42. Estos datos evidencian un mejor comportamiento de los ítems en la sub-escala amical.

Tabla 1. Caracterización de los ítems por medidas de tendencia central, dispersión y distribución.

Subescala familiar					Subescala amical social
Ítem	Media	DE	As	K	Ítem	Media	DE	As	K
1	2.05	1.06	-0.06	-0.41	1.00	2.06	1.02	-0.08	-0.33
2	1.81	1.05	0.20	-0.47	2.00	1.79	1.02	0.11	-0.37
3	1.95	1.04	0.03	-0.39	3.00	1.78	0.98	0.14	-0.18
4	2.02	1.11	-0.05	-0.74	4.00	2.21	1.08	-0.10	-0.70
5	1.70	1.04	0.19	-0.51	5.00	1.74	1.05	0.16	-0.54
6	1.74	1.15	0.22	-0.75	6.00	1.71	1.14	0.11	-0.77
7	1.49	1.08	0.37	-0.47	7.00	1.58	1.09	0.27	-0.55
8	2.00	1.14	-0.04	-0.77	8.00	1.89	1.13	0.03	-0.66
9	1.86	1.12	0.07	-0.67	9.00	1.85	1.11	0.09	-0.55
10	1.37	1.01	0.46	-0.32	10.00	1.65	1.07	0.12	-0.70
11	0.66	0.93	1.41	1.38	11.00	0.79	0.99	1.18	0.76
12	0.60	0.93	1.53	1.58	12.00	0.79	1.03	1.12	0.36
13	0.76	0.91	1.13	0.74	13.00	0.96	1.03	0.97	0.37
14	1.15	1.04	0.66	-0.19	14.00	1.27	1.04	0.52	-0.27
15	0.66	0.90	1.48	1.88	15.00	0.93	1.05	0.97	0.27
16	1.26	1.04	0.54	-0.28	16.00	1.33	1.04	0.42	-0.44
17	0.69	1.02	1.41	1.15	17.00	0.83	1.07	1.10	0.24
18	1.53	1.09	0.31	-0.48	18.00	1.51	1.09	0.30	-0.51
19	1.78	1.14	0.17	-0.60	19.00	1.65	1.06	0.12	-0.47
20	1.07	0.99	0.74	0.09	20.00	1.07	0.98	0.66	-0.15
21	1.29	1.05	0.54	-0.27	21.00	1.13	0.97	0.59	-0.21
22	1.36	1.05	0.42	-0.35	22.00	1.37	1.03	0.41	-0.27
23	1.89	1.15	0.08	-0.73	23.00	1.74	1.16	0.16	-0.73
24	1.76	1.08	0.12	-0.57	24.00	1.67	1.05	0.11	-0.52
25	1.53	1.08	0.28	-0.41	25.00	1.52	1.06	0.29	-0.41
26	2.29	1.04	-0.20	-0.38	26.00	2.21	1.04	-0.16	-0.32
27	2.71	1.05	-0.65	-0.06	27.00	2.68	1.05	-0.57	-0.28
28	2.94	1.05	-0.92	0.48	28.00	2.90	1.05	-0.76	0.09
29	2.97	1.07	-0.87	0.09	29.00	2.98	1.04	-0.82	0.04
30	2.87	1.16	-0.83	-0.17	30.00	2.83	1.12	-0.76	-0.15
31	2.84	1.07	-0.70	-0.19	31.00	2.80	1.04	-0.60	-0.25
32	3.06	1.07	-0.95	0.01	32.00	3.00	1.07	-0.85	-0.12
33	2.61	1.03	-0.33	-0.37	33.00	2.57	1.03	-0.34	-0.20
34	2.26	1.12	-0.17	-0.59	34.00	2.07	1.15	-0.06	-0.59
35	3.08	1.01	-0.92	0.09	35.00	3.03	1.00	-0.82	-0.03
36	2.97	0.98	-0.77	0.04	36.00	2.89	0.99	-0.59	-0.38
37	2.61	1.03	-0.37	-0.35	37.00	2.45	1.02	-0.23	-0.36
38	2.66	0.99	-0.42	-0.31	38.00	2.61	0.99	-0.45	-0.08
39	2.49	0.96	-0.12	-0.51	39.00	2.49	0.96	-0.14	-0.44
40	2.62	1.12	-0.52	-0.41	40.00	2.61	1.09	-0.40	-0.55
41	3.01	0.96	-0.84	0.24	41.00	2.97	0.97	-0.68	-0.23
42	3.15	0.94	-0.97	0.40	42.00	3.14	0.94	-0.95	0.44
43	2.82	0.98	-0.62	0.05	43.00	2.79	0.94	-0.49	-0.12
44	2.71	0.98	-0.59	0.14	44.00	2.66	0.94	-0.54	0.24
45	2.64	0.99	-0.46	-0.14	45.00	2.64	0.98	-0.37	-0.30
46	2.43	1.01	-0.30	-0.30	46.00	2.39	0.99	-0.31	-0.22
47	2.34	1.07	-0.24	-0.46	47.00	2.31	1.06	-0.24	-0.34
48	2.97	0.98	-0.63	-0.31	48.00	2.93	1.00	-0.66	-0.11

Nota. De = desviación estándar. As = Asimetría (gl1). K = curtosis (gl2).

Validez orientada al contenido

La validez orientada en el contenido se extrajo bajo revisión por jueces expertos, los mismos que revisaron tres medidas de calidad. Estas revisiones fueron procesadas por el coeficiente V de Aiken. Los hallazgos han demostrado que la totalidad de ítems que conforman el test son válidos, siendo los ítems 5 y 31 los que muestran un menor intervalo de confianza “Low” con 0.587 en ambos casos, pero válidos desde el criterio liberal (Cicchetti, 1994 citado en Merino & Livia, 2009). Por otro lado, los ítems que tienen la aprobación del 100% de los jueces en los tres criterios, son los ítems 9, 11, 13, 14, 18, 21, 26, 30, 35 y 42 por tener una desviación estándar de SD=0 con una media de 3 (Máximo puntaje dentro del formato de validez).

Características generales de los estudios

Nuestro estudio identificó 211 registros, 178 registros pasaron a revisión de título y resumen, 35 registros fueron evaluados a texto completo, y solo 6 estudios fueron incluidos. La lista de todos los registros que fueron eliminados a texto completo y que fueron excluidos se presenta en el material suplementario 3. El proceso de selección puede observarse en la Figura 1.

Tabla 2. Caracterización de los ítems por medidas de tendencia central, dispersión y distribución.

Ítem	Media	Desviación estándar	V de Aiken	IC 95%		Criterio liberal
Ítem	Media	Desviación estándar	V de Aiken	Inferior	Superior	Criterio liberal
1	2.89	0.32	0.96	0.77	1.00	Válido
2	2.83	0.38	0.94	0.74	0.99	Válido
3	2.89	0.32	0.96	0.77	1.00	Válido
4	2.78	0.43	0.93	0.72	0.98	Válido
5	2.44	0.78	0.82	0.59	0.93	Válido
6	2.78	0.43	0.93	0.72	0.98	Válido
7	2.89	0.47	0.96	0.77	1.00	Válido
8	2.72	0.67	0.91	0.70	0.98	Válido
9	3.00	0.00	1.00	0.82	1.00	Válido
10	2.94	0.24	0.98	0.80	1.00	Válido
11	3.00	0.00	1.00	0.82	1.00	Válido
12	2.94	0.24	0.98	0.80	1.00	Válido
13	3.00	0.00	1.00	0.82	1.00	Válido
14	3.00	0.00	1.00	0.82	1.00	Válido
15	2.83	0.51	0.94	0.74	0.99	Válido
16	2.61	0.50	0.87	0.65	0.96	Válido
17	2.72	0.46	0.91	0.70	0.98	Válido
18	3.00	0.00	1.00	0.82	1.00	Válido
19	2.94	0.24	0.98	0.80	1.00	Válido
20	2.72	0.46	0.91	0.70	0.98	Válido
21	3.00	0.00	1.00	0.82	1.00	Válido
22	2.56	0.71	0.85	0.63	0.95	Válido
23	2.78	0.43	0.93	0.72	0.98	Válido
24	2.78	0.55	0.93	0.72	0.98	Válido
25	2.67	0.59	0.89	0.67	0.97	Válido
26	3.00	0.00	1.00	0.82	1.00	Válido
27	2.89	0.32	0.96	0.77	1.00	Válido
28	2.94	0.24	0.98	0.80	1.00	Válido
29	2.83	0.38	0.94	0.74	0.99	Válido
30	3.00	0.00	1.00	0.82	1.00	Válido
31	2.44	0.78	0.82	0.59	0.93	Válido
32	2.83	0.38	0.94	0.74	0.99	Válido
33	2.72	0.58	0.91	0.70	0.98	Válido
34	2.61	0.78	0.87	0.65	0.96	Válido
35	3.00	0.00	1.00	0.82	1.00	Válido
36	2.89	0.47	0.96	0.77	1.00	Válido
37	2.61	0.78	0.87	0.65	0.96	Válido
38	2.89	0.32	0.96	0.77	1.00	Válido
39	2.83	0.38	0.94	0.74	0.99	Válido
40	2.83	0.51	0.94	0.74	0.99	Válido
41	2.94	0.24	0.98	0.80	1.00	Válido
42	3.00	0.00	1.00	0.82	1.00	Válido
43	2.78	0.43	0.93	0.72	0.98	Válido
44	2.78	0.43	0.93	0.72	0.98	Válido
45	2.72	0.46	0.91	0.70	0.98	Válido
46	2.56	0.71	0.85	0.63	0.95	Válido
47	2.72	0.46	0.91	0.70	0.98	Válido
48	2.67	0.69	0.89	0.67	0.97	Válido

Validez orientada a la estructura interna

La tabla 3 presenta el análisis factorial exploratorio de la subescala familia entre la versión inicial de la construcción y la versión final y filtrada por el AFC. Para ambas versiones se utilizó mínimo residual como método de extracción por violación de la normalidad multivariada de Mardia (p<0.05) rotación oblicua – oblimin basado en análisis factorial y no componentes principales. A primeras, la versión inicial de 48 ítems, mostró una solución de 7 factores (KMO=0.869, P<0.001) que explicaron el 49.3% de la varianza, con ítems con más de una carga factorial mayor a 0.3 (34,38,39 y 42) además del ítem 18 que no mostró carga alguna. Por su parte, la versión más corta con ítems válidos por AFC mostró una factorización en 5 (KMO=0.899 y p<0.001) que explica el 45.5% de la varianza; sin embargo, este AFE sugiere que los ítems de F1 (Evitativo) y F3 (Acomodación) deben unirse.

Tabla 3. Análisis factorial exploratorio de la “subescala familiar” antes y después del AFC

N	F1	F2	F3	F4	F5	F6	F7	Un.	N	F1	F2	F3	F4	F5	Un.
1					0.57			0.66	2		0.55				0.72
2					0.54			0.61	3		0.59				0.70
3					0.56			0.59	8		0.65				0.58
4					0.47			0.73	9		0.51				0.67
5					0.48			0.72	11			0.69			0.49
6					0.30			0.77	12			0.75			0.43
7					0.62			0.52	13			0.68			0.52
8					0.63			0.47	14			0.64			0.59
9					0.41			0.61	15			0.79			0.40
10		0.64						0.52	17			0.53			0.64
11		0.73						0.40	19		0.54				0.65
12		0.78						0.30	20		0.58				0.64
13		0.72						0.43	21		0.57				0.57
14		0.72						0.46	22		0.55				0.66
15		0.82						0.31	24		0.59				0.61
16		0.56						0.67	25		0.52				0.70
17		0.58						0.51	27	0.70					0.57
18								0.85	28	0.80					0.49
19				0.55				0.59	29	0.71					0.51
20				0.62				0.51	30	0.53					0.63
21				0.74				0.39	31	0.47					0.55
22				0.54				0.61	32	0.59					0.52
23				0.55				0.63	35	0.55					0.44
24				0.52				0.53	36	0.41				0.43	0.39
25				0.43				0.63	37					0.65	0.39
26				0.36		0.48		0.52	38					0.46	0.55
27						0.60		0.45	41				0.70		0.45
28						0.59		0.41	42				0.65		0.41
29						0.50		0.45	43				0.73		0.43
30			0.34			0.39		0.55	44				0.69		0.49
31			0.61					0.43	48				0.59		0.53
32			0.56					0.38	-	-	-	-	-	-	-
33			0.65					0.52	-	-	-	-	-	-	-
34			0.49	0.35				0.56	-	-	-	-	-	-	-
35			0.64					0.31	-	-	-	-	-	-	-
36			0.63					0.32	-	-	-	-	-	-	-
37			0.61					0.37	-	-	-	-	-	-	-
38			0.47				0.35	0.42	-	-	-	-	-	-	-
39			0.40				0.36	0.48	-	-	-	-	-	-	-
40	0.44							0.59	-	-	-	-	-	-	-
41	0.64							0.39	-	-	-	-	-	-	-
42	0.61					0.32		0.33	-	-	-	-	-	-	-
43	0.71							0.37	-	-	-	-	-	-	-
44	0.69							0.40	-	-	-	-	-	-	-
45	0.60							0.56	-	-	-	-	-	-	-
46	0.71							0.49	-	-	-	-	-	-	-
47	0.51							0.66	-	-	-	-	-	-	-
48	0.59							0.44	-	-	-	-	-	-	-

Nota. Al lado izquierdo se observa la versión inicial del instrumento con 48 ítems, y al lado derecho la versión reducida y analizada por el AFC; “Un.”, representa la unicidad.

La tabla 4 presenta el análisis factorial exploratorio de la “subescala amigos” entre la versión inicial de la construcción y la versión final y filtrada por el AFC. Para ambas versiones se utilizó mínimo residual por violación de la normalidad multivariada de Mardia (p<0.05) rotación oblicua – oblimin basado en análisis factorial y no componentes principales. La versión de 48 ítems mostró una solución de 6 factores (KMO=0.881, p<0.001) que explican el 47.5% de la varianza; además de presentar un factor no teóricamente previsto, se observan ítems con más de una carga factorial en más de un factor (30, 32, 34 y 35) con unicidades hasta de 0.80; por otro lado, el modelo reducido basado en AFC, presenta una solución de 5 factores (KMO= 0.907, p<0.001) que explica el 43.4% de varianza con agrupaciones de ítems semejante a la matriz teórica.

Tabla 4. Análisis factorial exploratorio de la “subescala amigos” antes y después del AFC

N	F1	F2	F3	F4	F5	F6	Un.	N	F1	F2	F3	F4	F5	Un.
1					0.61		0.67	2					0.49	0.59
2					0.56		0.53	3					0.54	0.58
3					0.60		0.53	4					0.55	0.65
4					0.64		0.56	8					0.57	0.57
5					0.50		0.70	9					0.46	0.65
6					0.38		0.79	10		0.60				0.63
7					0.59		0.60	11		0.75				0.44
8					0.67		0.48	12		0.79				0.37
9					0.45		0.63	13		0.65				0.54
10	0.67						0.56	14		0.66				0.55
11	0.79						0.35	15		0.75				0.42
12	0.84						0.26	16		0.55				0.69
13	0.70						0.47	17		0.51				0.63
14	0.70						0.48	19				0.50		0.68
15	0.79						0.36	20				0.54		0.62
16	0.59						0.64	21				0.71		0.50
17	0.55						0.52	22				0.51		0.66
18				0.32			0.87	23				0.55		0.64
19				0.58			0.59	24				0.59		0.57
20				0.61			0.50	25				0.56		0.67
21				0.76			0.40	27			0.69			0.56
22				0.56			0.62	28			0.79			0.47
23				0.58			0.59	29			0.59			0.56
24				0.57			0.51	30			0.45			0.62
25				0.52			0.63	31			0.32			0.63
26						0.46	0.62	32			0.56			0.44
27						0.62	0.48	33			0.40			0.67
28						0.72	0.36	35			0.45			0.49
29						0.54	0.49	36	0.53					0.45
30			0.40			0.38	0.53	37	0.61					0.60
31			0.42				0.56	38	0.63					0.49
32			0.51			0.43	0.32	39	0.55					0.66
33			0.56				0.56	41	0.68					0.54
34			0.40	0.36			0.59	42	0.61					0.49
35			0.48			0.35	0.40	43	0.66					0.52
36			0.51				0.38	44	0.79					0.54
37			0.63				0.48	48	0.47					0.58
38			0.60				0.40	-	-	-	-	-	-	-
39			0.37				0.60	-	-	-	-	-	-	-
40		0.35					0.68	-	-	-	-	-	-	-
41		0.54					0.49	-	-	-	-	-	-	-
42		0.54					0.39	-	-	-	-	-	-	-
43		0.65					0.41	-	-	-	-	-	-	-
44		0.68					0.45	-	-	-	-	-	-	-
45		0.56					0.59	-	-	-	-	-	-	-
46		0.76					0.49	-	-	-	-	-	-	-
47		0.64					0.65	-	-	-	-	-	-	-
48		0.52					0.48	-	-	-	-	-	-	-

Nota. En el modelo mejorado, el F1 representa a la dimensión colaboración, F2 a enfrentamiento, F3 a compromiso, F4 es acomodación y F5 es evitación.

La tabla 5 precisa los índices de ajuste de modelo extraídos con el parámetro WLSMV (Estándar y robustos) en AFC. Los hallazgos han demostrado que la subescala “familia” de 48 ítems no presenta esperados ajustes robustos debido a la presencia de ítems con cargas factoriales bajas y errores altos en los ítems 1, 4, 5, 6, 7, 10, 16, 18, 23, 26, 33, 34, 39, 40, 45, 46 y 47; una vez suprimidos tales ítems, los índices estándar alcanzaron un CFI=0.977, TLI=0.975, SRMR=0.064 y RMSEA=0.061 así como índices robustos de 0.941, 0.935, 0.064 y 0.056 para CFI, TLI, SRMR y RMSEA respectivamente. En cuanto a la subescala amigos que originalmente se creó, no mostraron índices de ajuste robustos adecuados, se optó por suprimir ítems con errores elevados como 1, 5, 6, 7, 18, 26, 34, 40, 45, 46 y 47; una vez eliminados, los índices estándar y robustos mejoraron en un “Modelo 2 – amigos” con un CFI estándar de 0.964, TLI=0.962, SRMR=0.072 y RMSEA=0.068 así como en los robustos CFI=0.914, TLI=0.907, SRMR=0.072 y RMSEA=0.059.

Tabla 5. Índices de ajuste absolutos y parsimoniosos.

Índices	Original - Familia		Modelo 1 - Familia		Original - Amigos		Modelo 2 - Amigos
Índices	Estándar	Robusto	Estándar	Robusto	Estándar	Robusto	Estándar	Robusto
X2	3748.2	2645.5	1180.5	1077.2	3907.5	2774.9	2032.9	1691.7
Gl	1070	1070	424	424	1070	1070	619	619
X2/gl	3.5	2.5	2.8	2.5	3.7	2.6	3.3	2.7
CFI	0.950	0.891	0.977	0.941	0.946	0.881	0.964	0.914
TLI	0.947	0.885	0.975	0.935	0.943	0.874	0.962	0.907
SRMR	0.075	0.075	0.064	0.064	0.077	0.077	0.072	0.072
RMSEA	0.072	0.055	0.061	0.056	0.074	0.057	0.068	0.059
ROBUST RMSEA	-	0.073	-	0.078	-	0.070	-	0.071
RMSEA IC90%	0.069-0.074	0.052-0.058	0.056-0.065	0.052-0.060	0.071-0.076	0.054-0.060	0.065-0.072	0.056-0.063

En la figura 1A resume los estimadores y residuos encontrados en la subescala de estilos de manejo de conflicto dentro del contexto familiar. Los resultados evidencian que todos los ítems muestran representatividad dentro de la dimensión, siendo el ítem 1 con carga factorial más baja (λ=0.59) encontrándose ausencia de colinealidad; además, los factores evitación y colaboración, así como acomodación y colaboración no covarían. Además, en la figura 1B se presentan las cargas superiores a 0.57 con errores inferiores a 0.68 en el ítem 9 de la subescala “amigos”. Además, se encontraron covarianzas inferiores a 0.435 entre factores, excepto entre evitación y enfrentamiento, así como en acomodación y colaboración que no muestran covarianzas significativas.

Figura 1. Estructura factorial de la subescala estilos de manejo de conflicto dentro del contexto familiar y amical

Confiabilidad

El grado de confiabilidad por el método de consistencia interna utilizando alfa de Cronbach y Omega de McDonal demostró que la dimensión “estrategia evitativa” alcanzó un 0.697 en omega y un 0.691 en alfa, así como un 0.749 y 0.748 en omega y alfa en las subescalas familia y amigos respectivamente. Enfrentamiento en subescala “familia” obtuvo un omega y alfa de 0.839 y 0.838; dentro de la subescala “amigos” un 0.864 y 0.863. Acomodación “familia” alcanzó un omega y alfa de 0.781, así como un 0.798 en alfa y omega como subescala “amigos”. Compromiso “familia” alcanza un omega y alfa de 0.846 mientras que en la subescala “amigos” un omega y alfa de 0.850 y 0.849 respectivamente. Colaboración “familia” alcanza un omega y alfa de 0.868 mientras que en la subescala “amigos” un omega y alfa de 0.866.

Invarianza métrica

Las diferencias entre los índices de ajuste comprobados entre varones y mujeres son ínfimas lo cual justifica la equivalencia de estructuras entre varones y mujeres (ver Tabla 6).

Tabla 6. Invarianza métrica según sexo.

		CFI	TLI	RMSEA	SRMR	ΔCFI	ΔTLI	ΔRMSEA	ΔSRMR
Escala familia	Configural	0.980	0.978	0.058	0.073	-	-	-	-
	Métrica	0.976	0.975	0.063	0.076	0.004	0.003	0.005	0.003
	Escalar	0.979	0.979	0.057	0.073	0.003	0.004	0.006	0.003
	Estricto	0.979	0.979	0.057	0.073	0.000	0.000	0.000	0.000
Escala amigos	Configural	0.965	0.962	0.070	0.081	-	-	-	-
	Métrica	0.962	0.960	0.072	0.084	0.002	0.002	0.002	0.003
	Escalar	0.964	0.965	0.067	0.082	0.002	0.005	0.005	0.002
	Estricto	0.964	0.965	0.067	0.082	0.000	0.000	0.000	0.000

Nota. Mujeres=134, Varones=159.

DISCUSIÓN

Se tuvo el propósito de diseñar un instrumento orientado a la medición de los cinco estilos del manejo del conflicto en dos subescalas, comprendiendo que estos estilos pueden ser diferentes dependiendo si el ofensor es un familiar o amigo. Al respecto, los hallazgos han confirmado la existencia de soluciones Penta-factoriales en ambas subescalas logrando explicar el 45.5% y 43.4% de la varianza en familiares y amigos; los ítems han demostrado tener solo una carga en un factor muy semejante a la matriz que teóricamente fue elaborada, a excepción de la “subescala familia” que tiene a las dimensiones “evitación y acomodación” en un solo factor. Aunado a ello, se encontró que los ítems que se consideraron en una versión final también son válidos por contenido, mostrándose IC al 95% superiores a 0.5 en los límites inferiores. Por su parte, el AFC emitió ajustes esperados por WLSMV en índices estándar y robustos, con índices esperados por Alfa y Omega en todos los factores de ambas subescalas; finalmente la invarianza métrica demostró que ambas subescalas son equivalentes entre varones y mujeres.

La factorización de cinco dimensiones es muy coherente con los reportes teóricos de Rahim y Bonoma (1979, como se citó en Villamediana et al., 2015) además de otros reportes de índole instrumental como lo elaborado por Ramírez & Álvarez (2021) con el inventario “Rahim Organizacional Conflict Inventory-II (ROCI-II)” e incluso Munduante & Alcaide (1993) encontró una solución de cinco factores en una muestra de directivos organizacionales. Sin embargo, creemos que en el contexto familiar y amical las formas de manejos de conflictos pueden ser diferentes, y más aún en universitarios que poco evitativos podrían ser con sus padres por tener dependencia económica y/o emocional, en contraste con un amigo, por ello se justifica la existencia de dos subescalas (familiar y amical).

Es menester mencionar que para llegar a resultados más favorables se tuvieron que eliminar ítems debido a la existencia de errores mayores a 0.7 y hasta de 0.8; semánticamente en la subescala “familiar”, el ítem 1 y 4 no son posibles en un contexto familiar, ya que es difícil alejarse de hermanos o padres en una etapa universitaria por depender económica o emocionalmente de ellos. Los ítems 5 y 6 podrían estar representando un afronte centrado en calmar emociones y no puramente evitativo; el ítem 7 es redundante con otros ítems. En la dimensión “enfrentamiento” se eliminaron los ítems 10 y 16 por no especificar la ofensa de manera agresiva. En la dimensión “Acomodación”, los ítems 18 y 23 fueron eliminados porque captura la intencionalidad de ser asertivos preguntando el porqué de la actitud, algo que contradice el comportamiento “acomodación” y el segundo porque parece ser más evitativo. En compromiso, los ítems 26, 33 y 34 son redundantes, además de ser poco realistas en el contexto familiar por la autoridad que tiene el padre o madre. En la subescala “colaboración”, los ítems 39 y 40 no precisan un determinado manejo del conflicto sino un control emocional que no conduce a concretos estilos, el ítem 45 se justifica porque la planificación puede ser agresiva o confrontativa, y en el ítem 46 así como en el 47 no siempre son posibles dentro del contexto familiar. Dentro del contexto amical, los ítems 1, 5, 6 y 7 presentan redundancia con otros ítems o no ser evitativos del todo, el ítem 18 de “Acomodación” refleja asertividad que se supone no debería. Los ítems 26 y 34 de “compromiso” así como los ítems 40, 45, 46 y 47 de “Colaboración” dependerán de conflictos como violencia, difamación etc. que no pueden ceder o colaborar. Al respecto Muñiz & Fonseca (2019) permiten eliminar ítems que no cumplen con los criterios de calidad (p.11). Tal práctica también fue elaborada por el mismo Rahim (1983a, como se citó en Munduante & Alcaide, 1993), por su parte, Perez & Medrano, (2010) precisan que cada factor no debe tener menor de 4 ítems.

El estudio muestra notables fortalezas, por ejemplo, el reporte de la validez basada en el contenido cuando otros estudios hegemonizan la de constructo (Luna-Bernal, 2019; Luna-Bernal, et. al, 2018) cuya práctica es aceptable, sin embargo, al ser una construcción fue imprescindible asegurarnos si los ítems capturan el verdadero comportamiento del constructo (Cohen & Swerdick, 2001 como se citó en Ventura-León, 2022). Otra fortaleza radica en el reporte de los coeficientes Alfa y Omega por cada factor y subescala, ya que por sí mismo el alfa de Cronbach es sensible a la cantidad de ítems que invita a orientarse por el coeficiente omega (Ventura-León & Peña-Calero, 2021); a su vez, los valores de confiabilidad son similares en otros estudios como Ramírez & Álvarez (2021) que alcanzó coeficientes de entre 0.66 a 0.84, a su vez que Munduante & Alcaide (1993) encontraron valores entre 0.70 a 0.75 en alfa; así como en Gil y Ichacaya (2021) quienes alcanzaron alfa de 0.63 en una dimensión “enfocado a otros” de un instrumento de resolución de conflictos perteneciente a otro constructo. Evocamos, además que pocos estudios psicométricos conllevan a una prueba de invarianza métrica.

Limitaciones

En cuanto a las limitaciones, se observa que no se reportan baremos por cuanto no se pueden optar como instrumentos de autoevaluación o de escrutinios clínicos o educativos, sin embargo, es factible su uso para evaluaciones cuantitativas en análisis inferencial (correlaciones, comparación de medias, experimentales y cuasiexperimentales). Además, no se cuenta con validez de criterio concurrente ni mucho menos predictiva (Hernández, Fernández, & Baptista, 2014). La prueba se debe usar exclusivamente en universitarios, por lo que no se comprobaron sus usos en áreas organizacionales, penitenciarias u hospitalarias.

Conclusiones

Se concluye que la escala EMCO evidencia validez de contenido, constructo y confiabilidad apropiadas para la medición de estilos de manejo de conflicto en universitarios. El instrumento puede ser utilizado para estudios experimentales o cuasiexperimentales en salud pública, además de permitirse su uso para determinar efectos o causas sobre otras variables en estudios predictivos.

ORCID

Eddy Wilmar Aquize Anco https://orcid.org/0000-0002-4820-9570

Yemi Shomara Romero Vargas https://orcid.org/0009-0009-0429-2411

Karen Edith Rivera Mercado https://orcid.org/0009-0005-9779-0778

Yudith Beatriz Quispe Cayo https://orcid.org/0009-0008-4085-9713

CONTRIBUCIÓN DE LOS AUTORES

Eddy Wilmar Aquize Anco: Contribuciones: análisis formal, redacción: revisión y edición, metodología.

Yemi Shomara Romero Vargas: Conceptualización, metodología, validación, investigación, recursos, redacción borrador-original, administración del proyecto, adquisición de financiación.

Karen Edith Rivera Mercado: Conceptualización, metodología, validación, investigación, recursos, redacción borrador-original, administración del proyecto, adquisición de financiación.

Yudith Beatriz Quispe Cayo: Conceptualización, metodología, validación en reproducibilidad de los resultados, proceso de investigación, suministro de materiales de estudio, redacción borrador, revisión y edición tanto borrador y original (comentarios) y adquisición de financiación.

FUENTE DE FINANCIAMIENTO

Autofinanciado.

CONFLICTO DE INTERESES

Los autores declaran que no hubo conflictos de intereses en la recogida de datos, el análisis de la información o la redacción del manuscrito.

AGRADECIMIENTOS

No aplica.

PROCESO DE REVISIÓN

Este estudio ha sido revisado por dos revisores externos en modalidad de doble ciego. El editor encargado fue David Villarreal-Zegarra. El proceso de revisión se encuentra como material suplementario 1.

DECLARACIÓN DE DISPONIBILIDAD DE DATOS

La base de datos se presenta en el material suplementario 2.

DECLARACIÓN DEL USO DE INTELIGENCIA ARTIFICIAL GENERATIVA

Los autores declaran no haber usado inteligencia artificial durante el estudio.

DESCARGO DE RESPONSABILIDAD

Los autores son responsables de todas las afirmaciones realizadas en este artículo.

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Anexo. Escala de estilos de manejo del conflicto (EMCO).

N°

Preguntas

Familia

Amigos

Si entro en conflicto con alguna persona, finjo que no ha pasado nada y continuo con mi vida.

Cuando alguien me ofende no hago nada al respecto porque pienso que esa persona tiene sus propias razones.

Ante un conflicto, prefiero mantenerme callado(a) pase lo que pase.

Si alguien me ofende, prefiero alejarme de esa persona poco a poco, que confrontarlo.

Si por no estar de acuerdo con alguien, esa persona me ofende, sólo me río a pesar de que me ofendió lo que hizo.

Si alguien me hace sentir mal, me desahogo hablando con otra persona, que confrontar al que me ofendió.

Si me doy cuenta que inicié un conflicto con alguien, ignoro el problema.

Si alguien me ofende, no le digo y dejo que el tiempo se encargue de sanar el dolor que me causó.

No me gustan los conflictos, escapo de ellos porque me afectan emocionalmente.

Si al entrar en conflicto, esa persona me ofende, le respondo de la misma manera.

Si entro en desacuerdo con alguien, no lo pienso mucho y puedo hasta agredirlo(a).

Si alguien me ofende, le doy su merecido para que aprenda a no meterse conmigo.

Cuando alguien me da la contra, me molesto tanto con esa persona, que busco la oportunidad para hacerle sentir mal.

Cuando tengo un conflicto con otra persona, procuro ganar de la forma que sea.

Si siento que alguien me falta el respeto, puedo gritarle, insultarle o incluso golpearlo.

Soy poco tolerante a ofensas o ideas contrarias a las mías.

Pienso que la gente solo te respeta cuando eres agresivo con ellos.

Si en un conflicto alguien me ofende, voy a preguntarle el porqué de su actitud, pensando que yo me lo he buscado.

Estoy dispuesto(a) a ceder en una discusión con el fin de llevarme bien con esa persona.

Si me ofenden, no hago nada porque pienso que me lo he buscado.

En un conflicto, le doy la razón a la otra persona, ya que me importa más que él o ella se lleve bien conmigo.

Siento que las personas piensan que soy vulnerable porque suelo darme por vencido ante una situación de conflicto con alguien.

Si en una situación de conflicto, si alguien me ofende, lo perdono a pesar que no me convencen sus explicaciones.

Si entro en desacuerdo con alguien, le doy la razón para evitar el conflicto.

Me han dicho que cedo muy rápido ante un conflicto.

Si entro en conflicto, estoy dispuesto a ceder para resolver el problema siempre en cuando la otra persona también ceda un poco.

Pienso que, si entro en conflicto con alguien, yo también debería poner un poco de mi parte para resolver el desacuerdo.

Si la otra parte quiere ceder, estaría dispuesto(a) a ceder también para resolver el conflicto.

Pienso que las dos partes implicadas en un conflicto deberían obtener resultados que favorezcan a ambas personas.

Ceder un poco no es señal de debilidad cuando quieres resolver un conflicto.

Creo que restaurar la amistad con la persona con la que tuve un conflicto, es necesario para resolver nuestros problemas.

Creo que más que ganarle a la otra persona, el principal objetivo deberá ser resolver el conflicto.

Las dos partes implicadas en el conflicto deben perder un poco para resolver el problema.

Estoy dispuesto(a) a ceder en una discusión con el fin de llevarme bien con esa persona.

Es necesario terminar una discusión en buenos acuerdos que beneficien a ambas partes.

Cuando hay un conflicto, busco una solución que favorezca a ambas partes.

Procuro tomar la iniciativa para resolver un conflicto con otra persona.

Durante un conflicto, realizo la confrontación de un modo calmado.

En un conflicto suelo manejar bien mis emociones.

Para resolver un problema, no busco culpar o juzgar a nadie.

Cada vez que resuelvo un conflicto, saco un aprendizaje.

En un conflicto, considero que es esencial escuchar la postura de la otra parte involucrada.

Cuando veo la presencia de un conflicto, prefiero trabajarlo (desde una confrontación equilibrada).

Para resolver un conflicto, primero identifico las consecuencias negativas que afectan a las partes involucradas.

Antes de resolver un conflicto planifico lo que voy a decir y hacer.

Cuando entro en conflicto, para resolverlo procuro que las dos personas involucradas ganen y no pierdan nada.

Creo que para resolver un conflicto las dos partes deben ganar.

Para resolver el conflicto los intereses de ambos deben ser atendidos.