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Revista Latinoamericana de Psicología

Print version ISSN 0120-0534

rev.latinoam.psicol. vol.45 no.1 Bogotá Jan./Apr. 2013

 

Versión colombiana de la escala Acceptance of Modern Myths about Sexual Aggression: primeros análisis psicométricos

Colombian version of the Acceptance of Modern Myths about Sexual Aggression scale: first psychometric analyses

Mónica Romero-Sánchez,
Jesús López Megas,
Hugo Carretero-Dios
Universidad de Granada, España

Liliana Rincón Neira
Universidad Pontificia Bolivariana, Colombia

La correspondencia relacionada con este artículo debe ser enviada a: Mónica Romero Sánchez; email: monicaromero@ugr.es; Centro de Investigación "Mente, Cerebro y Comportamiento" (CIMCYC). Universidad de Granada. Campus Cartuja. 18071. Granada. España. Agradecimientos. Esta investigación se ha realizado gracias a la financiación de los Proyectos I+D PSI2010-15139 del Ministerio de Ciencia e Innovación de España y SEJ2010-6225 de la Junta de Andalucía.

Recibido: Abril de 2011 - Revisado: Mayo de 2012 - Aceptado: Octubre de 2012


Resumen

En este estudio se presentan los primeros datos psicométricos en muestras colombianas de la Acceptance of Modern Myths about Sexual Aggression Scale (AMMSA) (Gerger, Kley, Bohner y Siebler, 2007), instrumento que permite evaluar mitos modernos sobre las agresiones sexuales. Dos estudios fueron llevados a cabo con muestras universitarias. En el primero, trescientos doce estudiantes completaron la versión colombiana de esta escala así como otros dos instrumentos que miden constructos relacionados (Sexism Ambivalent Inventory, ASI, y Rape Myth Acceptance Scale, RMAS). En el estudio 2, ciento noventa y seis universitarios respondieron tanto a la versión colombiana de esta escala como a una serie de preguntas sobre un escenario ficticio de agresión sexual. Los resultados obtenidos a partir de ambos estudios permiten concluir que las puntuaciones de la versión colombiana de la escala AMMSA poseen una adecuada consistencia interna (Estudio 1, α = .87; Estudio 2, α = .86). Los valores de las correlaciones observadas entre las puntuaciones en el AMMSA y las variables seleccionadas para obtener las evidencias externas de validez se ajustaron a las hipótesis planteadas. Comparada con la escala RMAS, las puntuaciones medias en el AMMSA fueron mayores y sus distribuciones normales. Dichos hallazgos sugieren que la versión colombiana de la escala AMMSA es un instrumento de medida útil para estudiar la percepción social de las agresiones sexuales en muestras colombianas.

Palabras clave: agresiones sexuales, mitos, validación, escala, AMMSA.


Abstract

In this study the first psychometric analyses of the Colombian version of the Acceptance of Modern Myths about Sexual Aggression scale (AMMSA) (Gerger, Kley, Bohner y Siebler, 2007) are presented. This scale assesses modern myths about sexual aggression in a subtle way. Two studies were conducted with college students. In Study 1, 312 students completed the Colombian AMMSA and other scales with related content (Sexism Ambivalent Inventory, ASI, and Rape Myth Acceptance Scale, RMAS). In Study 2, 196 participants completed the Colombian AMMSA and answered questions about a hypothetical sexual assault. The Colombian AMMSA showed high internal consistency (Study 1, α = .87; Study 2 α = .86). Correlations between AMMSA scores and variables selected in order to obtain external evidences of validity supported the initial hypotheses. Compared to traditional rape myth acceptance scales, mean scores on the AMMSA were higher consistencia interna (Estudio 1, α = .87; Estudio 2, α = and their distributions more closely approximated normality. .86). Los valores de las correlaciones observadas entre las Tese findings suggest that the Colombian version of the puntuaciones en el AMMSA y las variables seleccionadas AMMSA scale is a useful instrument to study the social para obtener las evidencias externas de validez se ajustaron perception of sexual aggression.

Key words: sexual aggression, myths, validation, scale, AMMSA.


La violencia sexual ejercida contra las mujeres es una de las formas más extendida y conocida de violación de los derechos humanos, que conlleva consecuencias devastadoras tanto físicas como psicológicas en las mismas. Este tipo de violencia, según el Informe Mundial sobre Violencia y Salud, podría ser definida como todo acto sexual, la tentativa de consumar un acto sexual, los comentarios o insinuaciones sexuales no deseados, o las acciones para comercializar o utilizar de cualquier otro modo la sexualidad de una persona mediante coacción por otra persona, independientemente de la relación de ésta con la víctima, en cualquier ámbito, incluidos el hogar y el lugar de trabajo (Organización Panamericana de Salud, 2003).

Las cifras aportadas por informes y estudios internacionales señalan la alta incidencia de este fenómeno. Por ejemplo, en el estudio multipaís realizado por la Organización Mundial de la Salud (2006) se especifica que entre el 13% y el 61% de las mujeres, dependiendo del país de origen, reconocen haber sido víctimas de alguna forma de violencia física a lo largo de sus vidas, estando la estimación de mujeres que reconocen haber sufrido violencia sexual entre el 6% y el 59%.

En Colombia, según estadísticas oficiales, el número de agresiones sexuales hacia mujeres ha sido registrado tanto en informes llevados a cabo por entidades públicas (Instituto Nacional de Medicina Legal y Ciencias Forenses, INML), como por organizaciones privadas (Profamilia). De este modo, según el INML, en el año 2007 se registraron cifras de hasta 46.2 casos por cada 100.000 habitantes, observándose un incremento del 65.9% si se compara la tasa de 1997 con la de 2007. Cifras similares son arrojadas por la Comisión Interamericana de Derechos Humanos (CIDH) (2006), que en 2004 registró un incremento del 25.8% en los delitos sexuales cometidos contra mujeres colombianas. Tal y como señala la CDIH, la violencia sexual ejercida contra mujeres colombianas es alarmante y tiene tendencia a incrementar.

A pesar de las cifras que aportan los informes presentados, la gran mayoría de la violencia sexual ejercida contra las mujeres sigue permaneciendo oculta. Como señala Koss (1988), este tipo de violencia podría denominarse "epidemia silenciosa", ya que aún siendo su incidencia elevada, el número de denuncias sobre actos de agresión sexual es inferior a la frecuencia con la que estos actos ocurren.

Existen varias razones que contribuyen a este escaso número de denuncias. Entre ellas se encuentran las actitudes que las personas mantienen hacia las víctimas, el agresor y hacia el acto de violación en sí mismo (Temkin & Krahé, 2008). Dichas actitudes se caracterizan por culpabilizar a la víctima, minimizar el impacto psicológico de la agresión y justificar al perpetrador, lo que se traduce en una cierta tolerancia hacia las agresiones sexuales que repercute, entre otros, en el miedo de las víctimas a ser culpabilizadas por la agresión sexual sufrida o en la incapacidad para reconocer ellas mismas lo ocurrido como agresión.

Este tipo de actitudes han sido acuñadas bajo el nombre de "mitos sobre la violación" (Brownmiller, 1975; Burt, 1980), y definidos, recientemente, como "creencias descriptivas o prescriptivas sobre la violación (sobre sus causas, contexto, consecuencias, agresores, víctimas y la interacción entre ellos) que sirven para negar, minimizar o justificar la violencia sexual que los hombres ejercen sobre las mujeres" (Bohner, 1998, p.14). Dado el importante impacto social asociado a estos mitos sobre la violación, un foco de interés destacado ha sido su evaluación a través de instrumentos con garantías científicas. Entre las escalas utilizadas, las más conocidas han sido las propuestas por Feild (1978), Burt (1980), Costin (1985) y Payne, Lonsway y Fitzgerald (1999). La mayoría de ellas recogen mitos que en la actualidad pueden considerarse "antiguos" (Eyssel & Bohner, 2008).

Al igual que ha ocurrido con otras formas de prejuicio, tales como el sexismo (Glick & Fiske, 1996), los mitos sobre la violación han cambiado en las últimas décadas en sus contenidos, lo que hace socialmente más difícil mostrar un claro acuerdo con los contenidos recogidos en dichas escalas. Además, la redacción de muchos de los ítems contenidos en ellas resulta demasiado explícita y obvia en la actualidad, siendo muy vulnerable por tanto a los efectos de la deseabilidad social (Gerger et al, 2007).

Junto al cambio en el contenido de los mitos sobre la violación, otra de las limitaciones que suelen encontrarse en las investigaciones que utilizan estas escalas, es la distribución asimétrica de las puntuaciones de los participantes (p.e. Bohner, Siebler & Schmelcher, 2006), siendo éste un importante problema metodológico a resaltar ya que la mayoría de los análisis estadísticos requiere una distribución normal de las puntuaciones.

Frente a estos problemas, la escala AMMSA (Acceptance of Modern Myths about Sexual Agresión; Gerger et al., 2007; Megías, Romero-Sánchez, Durán, Moya & Bohner, 2011) ha sido desarrollada para medir los mitos en torno a la violencia sexual de una manera más sutil y menos obvia que las escalas anteriores. En su versión original dicha escala consta de 30 ítems que cubren las siguientes cinco categorías de contenido: (a) negación del alcance del problema; (b) antagonismo hacia las demandas de las víctimas; (c) no apoyo a las políticas desarrolladas para ayudar a aliviar los efectos de la violencia sexual; (d) creencias en que la coerción ejercida por los hombres forma parte de las relaciones sexuales y (e) creencias que exoneran al perpetrador culpabilizando a la víctima o a las circunstancias.

Las características psicométricas de la versión original del AMMSA han sido analizadas con muestras diversas escala AMMSA e independientes. En cuanto a su estructura factorial, los análisis realizados sugieren un único factor, cuyas puntuaciones se caracterizarían por presentar un índice de fiabilidad a través del coeficiente de consistencia interna alfa de Cronbach que oscila, según la muestra, entre .90 y .95 (Gerger et al., 2007). Así mismo, y en cuanto a las evidencias externas de validez, se han observado altas correlaciones (desde .79 hasta .88) con las puntuaciones de escalas que tienen como objetivo la medición de aceptación de mitos de la violación (ej. IRMA, Payne et al., 1999) o la evaluación de constructos afines (sexismo ambivalente y creencias favorables a la violación; Glick & Fiske, 1996 y Burt, 1980, respectivamente). Igualmente cabe destacar que en dichos estudios se encontró que las puntuaciones de los participantes en la escala AMMSA se ajustaron a una distribución normal, corrigiéndose así una de las deficiencias más importantes de instrumentos previos.

Dada la alta incidencia de agresiones sexuales en un país como Colombia (cifras indicadas anteriormente), se considera de gran interés disponer de instrumentos que presenten las propiedades psicométricas necesarias como para permitir evaluar con garantías en este contexto concreto, factores relacionados con la ocurrencia, valoración y justificación del fenómeno de las agresiones sexuales. Dentro de esos factores, y como ya se ha señalado, se destacaría la importancia de las actitudes que justifican la violencia sexual hacia las mujeres. De esta forma, el objetivo principal de la investigación que se presenta es llevar a cabo un primer análisis psicométrico de la versión colombiana de la escala AMMSA.

En este punto, conviene resaltar, siguiendo los últimos estándares para la creación y adaptación de test de evaluación psicológica (AERA, APA & NCME, 1999), que un proceso de adaptación de un test no sólo es requerido para el caso de instrumentos en lenguas distintas; por el contrario, y más allá del aspecto diferenciador que pueda suponer una lengua frente a otra, la adaptación debe estar guiada fundamentalmente por las diferencias culturales donde el instrumento en cuestión se vaya a usar. De esta forma, y a pesar de que ya se cuenta con una versión española de la AMMSA (Megías et al., 2011), no puede olvidarse que el contexto cultural de aplicación para su versión colombiana, puede modificar la relevancia y pertinencia de algunos ítems que conformen la escala, lo cual debe estudiarse. A su vez, los usos lingüísticos de España y Colombia, a pesar de compartir idioma, son distintos, lo que de igual manera, y más allá de diferencias culturales, podría hacer que ciertas palabras o construcciones usadas para los ítems no tengan el mismo significado para participantes colombianos, o incluso puede que algunos no lleguen a entenderse. Por ello, se defende que la costumbre de extrapolar directamente a otros países ciertos instrumentos que han sido validados en España, bajo el argumento de compartir la misma lengua, da como resultado instrumentos con deficientes garantías psicométricas para los nuevos contextos de aplicación (Carretero-Dios y Pérez, 2007), además de reflejar sesgos de homogeneización cultural. Por ello, se hace imprescindible contar con instrumentos de evaluación adecuados para el contexto donde vayan a ser utilizados (Dufey, Fernández, & Mayol, 2011; Lara, Gómez, Gálvez, Mesa & Serrat, 2011; Lozano, García, Martín & Lozano, 2012; Moriano, Topa, Molero, Entenza & Lévy-Mangin, 2012; Mota, Calleja, Aldana, Gómez & Sánchez, 2011; Ortiz, Navarro, García, Ramis & Manassero, 2012).

El presente trabajo consta de dos estudios independientes. En el primero, 312 estudiantes universitarios pertenecientes a tres Instituciones de Educación Superior Universitaria de Bucaramanga (Colombia), contestaron a la versión colombiana de la escala AMMSA, así como a otros dos instrumentos que miden constructos teóricamente relacionados, en concreto, la escala Ambivalent Sexism Inventory (ASI; Glick & Fiske, 1996; versión española de Expósito, Moya & Glick, 1998) y la Rape Myth Acceptance Scale (RMAS; Burt, 1980). Los datos extraídos de este primer estudio se usaron para analizar las propiedades métricas de los ítems, estudiar de manera exploratoria la estructura interna de la escala, y simultáneamente, sobre las puntuaciones de la estructura resultante, calcular la fiabilidad y obtener evidencias de la validez externa. Así mismo, con el objetivo de corroborar los resultados del Estudio 1, y añadiendo una estrategia confirmatoria de análisis de datos, con una muestra distinta compuesta por 196 estudiantes universitarios se analiza la estructura factorial de la escala AMMSA, además de la validez externa de las puntuaciones usando nuevos indicadores sobre los que teóricamente se fija un patrón concreto de relaciones esperadas.

Estudio 1

Este primer estudio se realizó para conocer las propiedades métricas de los ítems en la escala AMMSA, al igual que la estructura factorial y fiabilidad (consistencia interna) de sus puntuaciones. De igual forma, se analizó la relación entre las puntuaciones en el AMMSA y otros constructos con vinculación teórica esperada (evidencias externas de validez). En concreto, los participantes respondieron a un cuestionario en el que se incluyeron junto con la escala AMMSA, la escala RMAS de Burt (1980) sobre mitos tradicionales acerca de la violación, y el ASI (Glick & Fiske, 1996; versión española de Expósito et al., 1998), el cual evalúa actitudes sexistas de los participantes en dos dimensiones: sexismo hostil y sexismo benévolo. Se partía de la hipótesis de que, al igual que en la versión española de la escala AMMSA (Megías et al., 2011), la versión colombiana mostraría una alta correlación con la subescala de Sexismo Hostil (SH; Glick & Fiske, 1996), la cual mide actitudes sexistas hostiles hacia las mujeres, y con la escala RMA (Burt, 1980). También se espera encontrar una correlación significativa con la subescala de Sexismo Benévolo (SB; Glick & Fiske, 1996), aunque dicha relación será menor que con las anteriores escalas, debido a que el SB mide actitudes más positivas hacia las mujeres que las recogidas en los otros instrumentos.

Método

Participantes

Participaron 312 estudiantes universitarios pertenecientes a 9 facultades de la ciudad de Bucaramanga (Colombia), con una edad promedio de 21 años (DT = 2.6). Del total de participantes, 158 eran mujeres con una edad promedio de 20 años (DT = 1.6) y 153 eran hombres con edad promedio de 21 años (DT = 2.9).

Instrumentos

    (1) The Acceptance of Modern Myths About Sexual Aggression Scale (AMMSA; Gerger et al., 2007) (versión adaptada de la española de Megías et al. 2011). Esta escala (ver Tabla 1) está compuesta por 30 ítems que evalúan de forma sutil la aceptación de los mitos modernos respecto a las agresiones sexuales. Es una medida auto-informada en la que los participantes muestran su grado de acuerdo o desacuerdo con cada una de las afirmaciones en una escala tipo Likert de siete opciones de respuesta, que va desde 1 (totalmente en desacuerdo) hasta 7 (totalmente de acuerdo), puntuados todos ellos de forma directa, de tal forma que las puntuaciones más elevadas nos indican una actitud más favorable hacia las agresiones sexuales. Algunos ejemplos de ítems que componen esta escala son los siguientes: En cuanto un hombre y una mujer empiezan a "encarretarse", los reparos de la mujer respecto al sexo desaparecen automáticamente", "Para los hombres es una necesidad biológica liberar de vez en cuando su tensión sexual acumulada"; "Cuando una mujer soltera invita a un hombre soltero a su apartamento está indicando que no es reacia a mantener relaciones sexuales"; "El alcohol es a menudo el causante de que un hombre viole a una mujer". Esta escala ha mostrado alta consistencia interna en sus versiones en distintas lenguas (Megías et al., 2011), con valores de α de Cronbach entre .90 y .95. Para el presente estudio se contó con la ayuda de dos expertos en la construcción de test y evaluación psicológica de nacionalidad colombiana quienes revisaron de forma independiente los ítems de la versión española, con el objetivo de adaptar la redacción de los mismos a los usos lingüísticos de la población colombiana. Para ello, los expertos recibieron la definición del constructo a evaluar y la pormenorización de sus componentes, así como el objetivo de medición y la población diana. Las diferencias entre ambos expertos en la redacción de algunos de los ítems que componen la escala se discutieron y resolvieron con los autores de este trabajo hasta que se alcanzó un acuerdo, obteniéndose de esta forma la versión colombiana de la escala que aquí se analiza.
    (2)  Rape Myth Acceptance Scale (RMAS; Burt, 1980). Escala compuesta por ítems que contienen mitos tradicionales referentes a la violación. En el presente estudio se utilizó una forma reducida de 10 ítems de la versión española utilizada por Frese, Moya y Megías (2004). Cada ítem se puntúa en una escala tipo Likert de 7 puntos, donde 1 significa "totalmente en desacuerdo" y 7 "totalmente de acuerdo". Algunos de los ítems que se incluyen en esta escala son los siguientes: "Una de las razones por las que las mujeres ponen denuncias falsas de violación es su frecuente necesidad de llamar la atención"; "En la mayoría de los casos de violación la víctima es promiscua o tiene una mala reputación"; "Muchas mujeres tienen un deseo inconsciente de ser violadas y por eso inconscientemente preparan la situación para ser atacadas". La consistencia interna de la escala en este estudio fue de α = .64.
    (3)  Inventario de Sexismo Ambivalente (ASI; Glick y Fiske, 1996) (versión adaptada de la española de Expósito et al., 1998). Para obtener la versión colombiana del ASI, se siguió el mismo procedimiento ya explicado para la AMMSA. El ASI es un instrumento de 22 ítems conformado por dos sub-escalas de 11 ítems cada una, que tienen como objetivo la evaluación de cada uno de los componentes del sexismo ambivalente: sexismo hostil (SH) y sexismo benévolo (SB).Todos los ítems se responden a través de una escala tipo Likert con seis opciones de respuesta que oscilan entre "0" (totalmente en desacuerdo) y "5" (totalmente de acuerdo). Algunos de los ítems que miden Sexismo Benévolo son: "Muchas mujeres se caracterizan por una pureza que pocos hombres poseen; Las mujeres deben ser queridas y protegidas por los hombres; El hombre está incompleto sin la mujer". Algunos de los ítems que miden Sexismo Hostil son: "La mayoría de las mujeres no aprecian completamente todo lo que los hombres hacen por ellas; La mayoría de las mujeres interpreta comentarios o conductas inocentes como sexistas, es decir, como expresiones de prejuicio o discriminación en contra de ellas". La consistencia interna obtenida en este estudio para el ASI fue α = .83, siendo α = .83 para SH y α = .77 para SB. Al igual que en investigaciones previas (p.e. Glick et al., 2000), en nuestro estudio SH y SB mostraron una correlación positiva moderada, r = .30; p < .001.

Procedimiento

La aplicación de las tres escalas se llevó a cabo en el aula de los estudiantes, durante aproximadamente 30 minutos. Las instrucciones, tanto verbales como escritas, que se les dieron a los participantes les garantizaban el anonimato de sus respuestas y el trato confdencial de las mismas. Todos los participantes accedieron a contestar el cuestionario anónimamente, colaborando de manera completamente voluntaria sin obtener gratificación alguna por su participación. En cuanto al orden de presentación de las escalas, los participantes completaron en primer lugar el RMAS, en segundo lugar el ASI y en tercer lugar la escala AMMSA. Para finalizar, se les pedía a los participantes algunos datos personales (edad, sexo y titulación). Todos los participantes entregaron consentimiento informado de participación en la investigación.

Resultados

Los resultados se presentarán en distintos apartados: (1) análisis de ítems; (2) análisis factorial exploratorio y consistencia interna; (3) evidencias externas de validez. Como estrategias de cálculo, y dentro del proceso de análisis de ítems, se obtuvieron los descriptivos básicos de cada uno de los ítems, su índice de discriminación a través de la correlación ítem-total corregida, y los valores de distribución de las puntuaciones por medio de la asimetría, curtosis, y test de Kolmogorov-Smirnov. Concluido el análisis de ítems, se procedió a aplicar un Análisis de Componentes Principales (ACP) con el objetivo de estudiar la estructura interna del instrumento, previa estimación de la adecuación de este procedimiento a través del cálculo de la prueba de esfericidad de Barlett y el índice KMO. Finalmente, para el estudio de las evidencias externas de validez se procedió a calcular las correlaciones de Pearson entre las variables consideradas.

Análisis de ítems

En primer lugar, se llevó a cabo el análisis de ítems de la escala (véase Tabla 1). Las correlaciones de cada ítem con el total corregido (índice de discriminación) oscilaron entre .21 y .62, siendo estos datos similares a los encontrados por Gerger et. al (2007) y Megías et al. (2011). Las desviaciones típicas asociadas a los ítems en todos los casos fueron superiores a 1, lo que informa sobre la capacidad de los ítems para recoger las variaciones de los participantes en el constructo evaluado. Si estos datos se integran con las puntuaciones medias observadas para cada ítem, se concluiría a favor de la distribución normal de las puntuaciones de la escala AMMSA. De hecho, como puede observarse en la Figura 1, la distribución de las puntuaciones de los participantes en la escala AMMSA es normal, lo que se confirma por los resultados no significativos del test de Kolmogorov-Smirnov, p = .96, al igual que con los datos de asimetría (-.01) y curtosis (.08). En cambio, la distribución de las puntuaciones en la escala RMAS se aleja de la normalidad (Kolmogorov-Smirnov, p = .06), lo que igualmente se observa en los cómputos de asimetría (.54) y curtosis (.22). Estos resultados vienen a corroborar los datos de investigaciones previas que apuntaban a la no normalidad de las puntuaciones de escalas hasta ahora de referencia para evaluar los mitos sobre la violación (p.e. RMAS), lo que se vería subsanado por la escala AMMSA.

La Tabla 2 muestra la puntuación media total de los participantes en la escala AMMSA y en la escala RMAS, separadas para hombres y mujeres. Las medias de las puntuaciones en AMMSA tanto en hombres (M = 4.60) como en mujeres (M = 3.91) son algo más elevadas a las obtenidas en la versión original propuesta por Gerger et al. (2007) (rango de medias entre 3.15 y 3.60 para hombres y 2.72 y 3.30 para mujeres) y en la versión española de Megías et al. (2011) (M = 3.32 en hombres y M = 2.96 en mujeres).

Como puede observarse, las puntuaciones medias en AMMSA fueron significativamente más altas que las puntuaciones medias en RMAS, mostrándose de esta forma una mayor detección de los mitos por parte de la escala AMMSA, tal y como ha sido previamente señalado en otros estudios (p.e. Megías et al., 2011).

Con el fin de comprobar si existían diferencias significativas entre hombres y mujeres en las respuestas en la escala AMMSA, se hizo una comparación de medias a través de pruebas t para muestras independientes. Tal como se esperaba, los hombres obtuvieron una mayor puntuación media (M = 4.60; DT = .83) que las mujeres (M = 3.91; DT = .76), mostrando una mayor adhesión a los mitos sobre las agresiones sexuales (t (310) =-7 36; p< .001).

Análisis factorial exploratorio y fiabilidad

Con el objetivo de conocer la estructura factorial de la versión colombiana de la escala AMMSA, se realizó un análisis factorial exploratorio, por el método de análisis de componentes principales, considerando valores propios mayores que 1. Los resultados de la prueba de esfericidad de Barlett, 5(2(435) = 1466, p < .001, y un valor para el índice KMO superior a .80 confirmaron la idoneidad de la matriz de correlaciones para la realización de este análisis.

Se obtuvieron 7 componentes que explican en conjunto el 53.57% de la varianza total. La magnitud de los autovalores asociados a cada uno de los factores y la inspección visual del gráfico de sedimentación indicaron una solución unidimensional del instrumento, y por tanto la no necesidad de recurrir a una rotación de la solución inicial. Los autovalores muestran un descenso marcado tras el primer componente y a continuación disminuyen gradualmente sin ningún otro descenso importante. Los primeros siete autovalores fueron: 7.24, 1.83, 1.70, 1.59, 1.33, 1.23 y 1.13. Las saturaciones para el primer factor oscilaron entre .22 y .67. La unidimensionalidad de la versión colombiana de la escala AMMSA coincide con las versiones original y española (Gerger et al., 2007; Megías et al., 2011). Las puntuaciones de los 30 ítems del AMMSA agrupados bajo este único factor mostraron una alta consistencia interna (α = .87), semejante a la encontrada en su versión original (α entre .90 y .95; Gerger et al., 2007) y su versión española ( α = .91).

Evidencia externas de validez

Tal y como se había planteado en las hipótesis de este Estudio 1, se encontró una correlación significativa entre las puntuaciones de los participantes en la escala AMMSA y la escala RMAS (r = .48, p < .001). En cuanto a la correlación esperada entre la versión colombiana del AMMSA y la escala de Sexismo Ambivalente, se obtuvieron igualmente resultados significativos, siendo dichas correlaciones mayores entre AMMSA y la subescala SH (r = .72, p < .001) que con el SB (r = .37, p < .001) tal y como predijimos.

Discusión

El objetivo principal del presente estudio fue evaluar las propiedades psicométricas de la versión colombiana de la Escala de Aceptación de Mitos Modernos sobre las Agresiones Sexuales (AMMSA). Se realizó en primer lugar un análisis de los ítems, encontrándose que la mayoría de ellos se sitúan por encima al valor medio de la escala de respuesta y las desviaciones típicas son superiores a 1. Si tenemos en cuenta las correlaciones corregidas entre cada uno de los ítems y la escala total, apreciamos que cinco de ellos (1, 8, 14, 26 y 28) no alcanzan un valor de .30. Debido a que su supresión no incrementaría de forma significativa la fiabilidad de la escala, se decidió conservarlos a la espera de nuevos análisis para muestras independientes.

Los resultados, tal y como se esperaba, avalan la distribución normal de las puntuaciones del AMMSA, al igual que las mayores puntuaciones de hombres frente a mujeres. Asimismo, se ha visto constatada la estructura unidimensional de la escala, a la espera de análisis confirmatorios que respalden estos datos.

Finalmente indicar que tal y como se había predicho, se ha encontrado una correlación significativa y en la dirección esperada, entre las puntuaciones del AMMSA y los constructos seleccionados (RMAS y ASI) para la obtención de evidencias externas de validez. No obstante, convendría ampliar el estudio de la validez externa de las puntuaciones a otras variables de interés.

Estudio 2

Este segundo estudio fue llevado a cabo tanto para corroborar los resultados del Estudio 1, como para incorporar datos complementarios sobre la estructural factorial y validez externa de las puntuaciones del AMMSA. Con este objetivo, se trabajó con una muestra independiente, y con características distintas en cuanto a tamaño y distribución de sus variables identificativas, con el objetivo de enriquecer las evidencias cruzadas de validez (Carretero-Dios & Pérez, 2007). En cuanto al análisis de la validez externa, se introdujeron constructos que ya han sido relacionados en la literatura previa con la aceptación de mitos sobre la violación (Megías, et al., 2011): culpabilidad y falsa resistencia de la víctima y responsabilidad del agresor. Para ello, junto a la inclusión de la versión colombiana de la escala AMMSA utilizada en el Estudio 1, se desarrolló un escenario ficticio de interacción entre un chico y una chica en el que se describía una agresión sexual por parte del chico y se utilizaron una serie de ítems que medían los constructos descritos y mencionados anteriormente.

Diversas investigaciones han puesto de manifesto la relación entre mitos sobre la violación, culpabilidad atribuida a la víctima y responsabilidad del agresor (Frese et al, 2004; Girad & Seen, 2008; Krahé, 1991). Por ejemplo, Temkin y Krahé (2008), en el ámbito de las decisiones judiciales, encontraron que cuanto mayores eran los mitos sobre la violación presentes en los participantes, más cortas eran las sentencias que recomendaban en aquellos casos donde el acusado era declarado culpable y más responsabilidad era atribuida a la víctima de violación. Por otro lado, Eyssel y Bohner (2008), mostraron que el nivel de mitos sobre la violación se relacionaba positivamente con la culpabilización de la víctima y negativamente con la atribución de responsabilidad al agresor. En general, las investigaciones han encontrado que cuanto mayor es la aceptación de mitos sobre la violación por parte del perceptor, mayor culpabilidad es atribuida a la víctima y menor responsabilidad al agresor.

Otro constructo relacionado tanto con el nivel de mitos sobre la violación como con la culpabilidad atribuida a la víctima es el de falsa resistencia (token resistance). Este concepto hace referencia a la interpretación de que una negativa emitida por una mujer ante los avances sexuales de un hombre debe ser interpretada como un "sí" (Muehlenhard & Hollabaugh, 1988). Así, estudios como el de García (1998), encuentran una relación positiva entre la percepción de "falsa resistencia" y una mayor aceptación de mitos sobre la violación. Por ello, al igual que con la culpabilidad atribuida a la víctima de la agresión sexual sufrida, también se espera encontrar una correlación positiva con las puntuaciones en la escala AMMSA.

Método

Participantes

Ciento noventa y seis estudiantes de Psicología de una Institución de Educación Universitaria de Bucaramanga (Colombia) accedieron a participar voluntariamente en este estudio. La edad promedio de los mismos fue de 20.67 años (DT = 2.16). Del total de los participantes, 97 fueron mujeres con una edad promedio de 20.85 años (DT = 2.23) y 99 hombres con edad promedio de 20.51 años (DT = 2.09)

Instrumentos

Se emplearon en este orden, los siguientes instrumentos: Versión colombiana de la escala Acceptance of Modern Myths About Sexual Aggression Scale (AMMSA; Gerger et al., 2007), ya descrita en el Estudio 1.

Un escenario hipotético elaborado expresamente para este estudio, siguiendo las aportaciones de investigaciones en este campo (Bieneck, 2009; Bieneck & Krahé, 2010; Krahé, Temkin, Bieneck & Berger, 2008; Romero-Sánchez, Megías & Krahé, 2012). Los participantes fueron instruidos para que leyeran un escenario de agresión sexual donde se describe una interacción entre un chico y una chica, que tras conocerse en un local nocturno, pasan buena parte de la noche divirtiéndose en este establecimiento. Tras pasar un tiempo juntos, él inicia aproximaciones sexuales pero ella las rechaza. Ante la negativa de ella, el chico decide utilizar el alcohol como estrategia para doblegar su voluntad. Finalmente, el escenario concluye con el chico agrediendo sexualmente a la chica.

Adicionalmente se incluyeron tres ítems con los que se recogía la valoración personal de los participantes sobre el grado de responsabilidad de la víctima (p.e. ¿crees que Alicia debería sentirse culpable por lo sucedido?), tres ítems sobre el grado de responsabilidad del agresor (p.e. ¿en qué medida crees que Juan merece ser castigado?) y cinco ítems para evaluar la percepción de "falsa resistencia" mostrada por la víctima (p.e. ¿consideras que Alicia en el fondo sí quería tener contactos sexuales con Juan?). La consistencia interna de estas escalas según el estadístico de Cronbach fue de α = .63, α = .65 y α = .91, respectivamente.

Procedimiento

El procedimiento seguido en el presente estudio fue similar al descrito en el Estudio 1, obteniéndose igualmente consentimiento informado de cada uno de los participantes.

Resultados

Los resultados de nuevo serán presentados en tres apartados diferenciados: (1) análisis de ítems; (2) análisis factorial exploratorio y confirmatorio; y (3) evidencias externas de validez. Las estrategias de análisis seguidas fueron semejantes a las del Estudio 1. En el caso del análisis factorial confirmatorio, la estrategia de cálculo utilizada será explicada al presentar los resultados, con el objetivo de facilitar su comprensión.

Análisis de ítems

Los datos obtenidos corroboraron los resultados encontrados en el Estudio 1. Los valores de correlación ítem-total corregidos fueron adecuados, siendo su media de r = .39. La desviación típica de las puntuaciones de nuevo se situó en todos los casos por encima de 1. En cuanto a las puntuaciones medias de los participantes en el AMMSA, éstas se situaron ligeramente por encima de las obtenidas en las investigaciones anteriores realizadas con otras muestras (Gerger et al., 2007; Megías et al., 2011), y en el rango de las encontradas en el Estudio 1. De esta forma, en el caso de los hombres se obtuvo una media de 4.60 (DT = .72) y en el de la mujeres la media fue de 3.76 (DT = .75). Al igual que en el estudio anterior, los hombres puntuaron más alto en el AMMSA que las mujeres (t (193) = -7.88, p< .001).

Análisis factorial exploratorio y confirmatorio

Al igual que en el Estudio 1 y con el objetivo de conocer con una nueva muestra la estructura factorial de la escala AMMSA, se llevaron a cabo diversos análisis. En primer lugar, los resultados de la prueba de esfericidad de Barlett, %2(435) = 1447, p < .001, y un valor para el índice KMO igual a .80 confirmaron la idoneidad de la matriz de correlaciones para la realización de los análisis posteriores. A continuación, se llevó a cabo un análisis de componentes principales con los ítems de la escala. Se obtuvieron 9 componentes con autovalores mayores de uno que explicaban en conjunto el 59.36% de la varianza. Al igual que en el Estudio 1, la magnitud de estos autovalores y la inspección visual del gráfico de sedimentación sugieren de nuevo una solución unifactorial. Los autovalores muestran un descenso marcado tras el primer componente y a continuación van disminuyendo paulatinamente sin ningún otro descenso importante. Los primeros nueve autovalores fueron: 6.66, 1.83, 1.80, 1.62, 1.43, 1.20, 1.16, 1.07 y 1.01.

A pesar de que la información del análisis factorial exploratorio, al tener en cuenta los valores propios de la solución resultante, serviría para concluir a favor de una estructura unidimensional de la versión colombiana del AMMSA, se procedió, tal y como se recomienda (Carretero-Dios & Pérez, 2007), a obtener estimaciones cuantitativas sobre el número de factores a retener. Así, en primer lugar se calculó el parallel test (Horn, 1965) usando el programa Factor (Lorenzo-Seva & Ferrando, 2006). Los resultados indicaron que el número de factores posibles con entidad empírica como para poder ser retenidos serían cuatro.

Para analizar la robustez de los factores aconsejados por el parallel test, se computaron los coefficientes de congruencia (Tucker, 1951) entre las soluciones de uno, dos, tres y cuatro factores obtenidas para ambos estudios. Los análisis de congruencia factorial mostraron que sólo la solución unifactorial obtuvo un valor superior al .95 recomendado como indicio de alta congruencia (valor de .98), mientras que los coefficientes para las soluciones de dos, tres y cuatro factores en ningún caso superaron un valor de .51.

Finalmente, se llevó a cabo un análisis factorial confirmatorio. Los cálculos fueron computados a través del Mplus 5.0 (Muthén & Muthén, 2004-2008), usando el Estimador Robusto de Máxima Verosimilitud (MLR). Se sometió a prueba un modelo constituido por una sola variable latente derivada a partir de todos los ítems de la escala. Los resultados obtenidos ponen de manifesto un ajuste del modelo aceptable (Chi-cuadrado = 1714, gl = 405; RMSEA = .08, NNFI = .91), apoyándose de nuevo la estructura unifactorial de la versión colombiana de la AMMSA.

Por último señalar que al igual que en el Estudio 1, el α de Cronbach para las puntuaciones obtenidas con los 30 ítems de la escala fue adecuado (α = .86), y semejante al obtenido en el Estudio 1 (α = .87).

Evidencias externas de validez

Como se esperaba, las puntuaciones en el AMMSA correlacionaron positiva y significativamente tanto con la atribución de culpabilidad de la víctima (r = .51, p <.001) como con la percepción de falsa resistencia por parte de la mujer a mantener contactos sexuales con su agresor (r = .46, p <.001), de tal forma que los participantes que aceptaron más el contenido de los mitos percibieron más responsabilidad y falsa resistencia de la víctima ante la agresión sexual sufrida. En relación a la responsabilidad atribuida al agresor, su correlación fue negativa con las puntuaciones en la escala AMMSA (r = -.24, p <.001), lo que muestra que una mayor aceptación de mitos en torno a la violación está asociada con una menor culpabilización del agresor.

Discusión

Los resultados encontrados en este segundo estudio, muestran nuevamente la estructura unifactorial de la versión colombiana de la escala AMMSA, así como una alta fiabilidad de las puntuaciones. De igual forma, se han obtenido nuevas evidencias externas de validez que servirían para respaldar las relaciones teóricas esperadas con las puntuaciones del AMMSA, y que previamente han sido constatadas por investigaciones donde ha sido usada la versión original del AMMSA.

Discusión general

Los resultados obtenidos con la versión colombiana de la escala AMMSA, indican que las puntuaciones obtenidas a través de éste en las muestras del presente estudio se caracterizan por su adecuada fiabilidad y validez.

En lo que concierne a las propiedades métricas de los ítems de la escala AMMSA, se han encontrado unos valores de la correlación ítem-total corregida superiores a .21 en todos los casos, siendo estos resultados similares a los hallados en la versión original y española de la escala (Gerget et al., 2007; Megías et al., 2011). Por otro lado, también se ha encontrado que la distribución de las puntuaciones de los participantes en la escala sigue una distribución simétrica y normal, solventándose de esta forma uno de los problemas planteados en otras medidas tradicionales de mitos sobre la violación (e.g. RMAS; Burt, 1980).

En cuanto a la estructura interna del instrumento, se han obtenido datos a través de procedimientos exploratorios y confirmatorios, que avalan la estructura unidimensional de las puntuaciones de la escala, siendo este resultado similar al de investigaciones previas (Gerger et al., 2007; Megías et al, 2011). La estimación cuantitativa mediante análisis paralelo mostró una solución configurada por un total de cuatro factores. No obstante los coefficientes de congruencia (Tucker, 1951) entre los resultados de ambas muestras, y el análisis factorial confirmatorio, apoyaron la estructura unifactorial de la escala. En definitiva, puede decirse que en Colombia, la escala AMMSA presenta, al igual que estudios previos llevados a cabo en otras culturas, una estructura unidimensional estable a lo largo de dos muestras independientes.

En relación a la fiabilidad (consistencia interna) de las puntuaciones de la AMMSA, el alpha de Cronbach se ha situado en torno a .87 en ambos estudios. Estos valores aún siendo algo más bajos que los encontrados en la versión original (α entre .91 y .95) (Gerger et al., 2007) y en la española (α = .91) (Megías et al., 2011), son adecuados. En cuanto a la obtención de evidencias externas de validez, las puntuaciones de los participantes en la escala AMMSA mostraron una correlación positiva y significativa con las puntuaciones tanto en la escala RMAS (Burt, 1980), la cual mide un constructo similar como es la aceptación de mitos sobre la violación, como con las subescalas SH y SB (Glick & Fiske, 1996), siendo mayor la correlación con el SH que con el SB, tal y como se predecía. Esta mayor correlación del SH con los mitos sobre la violación puede ser explicada, como ya han señalado trabajos previos (Gerger et al., 2007; Megías et al., 2011) porque el SH es definido como una actitud de prejuicio o conducta discriminatoria basada en la supuesta inferioridad o diferencia de las mujeres como grupo, mientras que el SB se refiere a actitudes sexistas dirigidas hacia las mujeres pero que, en este caso, tienen un tono afectivo positivo en el perceptor. Es decir, se considera a las mujeres de forma estereotipada y limitadas a ciertos roles y tiende a suscitar conductas típicamente categorizadas como prosociales (e.g. ayuda) o de búsqueda de intimidad (Glick & Fiske, 1996).

La validez externa de la escala AMMSA fue igualmente analizada haciendo uso de un escenario hipotético de interacción entre un chico y una chica en el que se narraba una agresión sexual. De forma paralela se recogieron las puntuaciones de los participantes en relación a la culpabilidad atribuida a la víctima, la responsabilidad del agresor y la percepción de "falsa resistencia" mostrada por la chica frente a los avances sexuales del chico. Como se había predicho, las mayores puntuaciones de los participantes en la escala AMMSA correlacionaron positivamente con el grado de culpabilidad y la falsa resistencia atribuida a la víctima, obteniéndose una correlación negativa en el caso de responsabilidad del agresor. Dichos resultados son similares a los encontrados tanto en la versión española (Megías et al., 2011) como en la original e inglesa (Gerger et al., 2007).

Finalmente, en cuanto a las limitaciones de los dos estudios presentados, pueden destacarse varias. En primer lugar, las muestras de ambos estudios están compuestas únicamente por estudiantes universitarios, lo cual imposibilita extender los resultados a población general, por lo que sería de utilidad llevar a cabo estudios que permitiesen analizar el funcionamiento de la escala con población general. Relacionado con este punto subrayar la pertinencia de seguir estudiando la estructura interna de la escala AMMSA a través de muestras de mayor tamaño y de procedencia diversa, pero bajo una óptica confirmatoria. Por último, y dado que en este trabajo se ha usado en todo momento una aproximación no experimental, obteniendo las correlaciones entre las variables seleccionadas para los estudios de validez externa, sería conveniente, a través de procedimientos experimentales, obtener nuevas evidencias sobre la validez externa de las puntuaciones del AMMSA.

En resumen, puede decirse que la versión colombiana del AMMSA posee unas propiedades psicométricas adecuadas de fiabilidad y validez, facilitándose de esta forma un instrumento que permite evaluar con unas garantías mínimas las creencias existentes sobre las agresiones sexuales. El contar con esta escala permitirá desarrollar futuras investigaciones que posibiliten un mayor conocimiento del funcionamiento de los mitos sobre las agresiones sexuales en poblaciones como la colombiana, donde la incidencia de este tipo de agresiones es tan elevada. Permitirá igualmente indagar en la presencia de falsas creencias existentes en torno a las agresiones sexuales presentes en esta población concreta, así como estudiar la posible relación entre la presencia de las mismas y las atribuciones de culpabilidad y/o responsabilidad sobre víctimas y agresores sexuales, relación previamente establecida en estudios anteriores (Eyssel & Bohner, 2011; Romero-Sánchez et al., 2012). Todo ello debe posibilitar el desarrollo de programas de prevención e intervención más eficaces dirigidos a modificar las actitudes en torno a la violencia sexual en población colombiana.


Referencias

AERA, APA & NCME (1999). Standards for educational and psychological tests. Washington DC: Amarican Psychological Association, American Educational Research Association, National Council on Measurement in Education.         [ Links ]

Bieneck, S. (2009). How adequate is the vignette technique as a research tool in psycho-legal research? En M. E. Oswald, S. Bieneck, & J. Hupfeld-Heinemann (Eds.), Te social psychology of punishment of crime (pp. 255-271). Chichester, UK: Wiley.         [ Links ]

Bieneck, S., & Krahé, B. (2011). Blaming the victim and exonerating the perpetrator in cases of rape and robbery: Is there a double standard? Journal of Interpersonal Violence, 26, 1785-1797.         [ Links ]

Bohner, G. (1998). Vergewaltigungsmythen: Sozialpsychologische Untersuchungen über täterentlastende und opferfeindliche Überzeugungen im Bereich sexueller Gewalt [Mitos sobre las violaciones: Estudios psicosociales sobre las creencias que exoneran al aggressor y culpan a la víctima de violencia sexual]. Landau, Germany: Verlag Empirische Pädagogik.         [ Links ]

Bohner, G., Siebler, F., & Schmelcher, J. (2006). Social norms and the likelihood of raping: Perceived rape myth acceptance of others afects men's rape proclivity. Personality and Social Psychology Bulletin, 32, 286-297.         [ Links ]

Brownmiller, S. (1975). Against our will: Men, women and rape. New York: Simon and Schuster.         [ Links ]

Burt, M.R. (1980). Cultural myths and supports of rape. Journal of Personality and Social Psychology, 38, 217-230.         [ Links ]

Carretero-Dios, H., y Pérez, C. (2007). Normas para el desarrollo y revisión de estudios instrumentales: consideraciones sobre la selección de tests en la investigación psicológica. International Journal of Clinical and Health Psychology, 7, 863-882.         [ Links ]

Comisión Interamericana de Derechos Humanos (2006). Las Mujeres frente a la violencia y la discriminación derivadas del conflicto armado en Colombia. Recuperado el día 25 de Febrero de 2011 de: http://www.cidh.oas.org/countryrep/ColombiaMujeres06sp/IyII.htm.         [ Links ]

Costin, F. (1985). Beliefs about rape and women's social roles. Archives of Sexual Behavior, 14, 319-325.         [ Links ]

Dufey, M., Fernández, A.M., y Mayol, R. (2011). Un apoyo a la evaluación transcultural de la emoción: validación del International Afective Picture System en una muestra chilena. Universitas Psychologica, 10, 521-533.         [ Links ]

Expósito, F., Moya, M., y Glick, P. (1998). Sexismo ambivalente: medición y correlatos. [Ambivalent sexism: Measurement and correlatos]. Revista de Psicología Social, 13, 159-170.         [ Links ]

Eyssel, F., & Bohner, G. (2008). Modern rape myths: The acceptance of modern myths about sexual aggression (AMMSA) scale. En M.A. Morrison y T.G. Morrison (Eds.). The Psychology of modern prejudice (pp. 261-276). Hauppauge, NY: Nova Science Publishers.         [ Links ]

Eyssel, F., & Bohner, G. (2011). Schema efects of rape myth acceptance on judgments of guilt and blame in rape cases: the role of perceived entitlement to judge. Journal of Interpersonal Violence, 26, 1579-1605.         [ Links ]

Feild, H.S. (1978). Attitudes toward rape: A comparative analysis of police, rapists, crisis counselors, and citizens. Journal of Personality and Social Psychology, 36, 166-179.         [ Links ]

Frese, B., Moya, M., & Megías, J.L. (2004). Social Perception of Rape: How rape myth acceptance modulates the influence of situational factors. Journal of Interpersonal Violence, 19, 143-161.         [ Links ]

Garcia, L.T. (1998). Perceptions of resistance to unwanted sexual advances. Journal of Psychology and Human Sexuality, 10, 43-52.         [ Links ]

Gerger, H., Kley, H., Bohner, G., & Siebler, F. (2007). Te Acceptance of Modern Myths about Sexual Aggression (AMMSA) scale: Development and validation in German and English. Aggressive Behavior, 33, 422-440.         [ Links ]

Girard, A.L., & Senn, C.Y. (2008). The role of the new "date rape drugs" in attributions about date rape. Journal of Interpersonal Violence, 23, 3-20.         [ Links ]

Glick, P., & Fiske, S.T. (1996). The Ambivalent Sexism Inventory: Diferentiating hostile and benevolent sexism. Journal of Personality and Social Psychology, 70, 491-512.         [ Links ]

Glick, P., Fiske, S.T., Mladinic, A., Saiz, J, Abrams, D., Masser, B., &, López, W.L. (2000). Beyond prejudice as simple antipathy: Hostile and benevolent sexism across cultures. Journal of Personality and Social Psychology, 79, 763-775.         [ Links ]

Horn, J.L. (1965). A rationale and test for the number of factors in factor analysis. Psychometrika, 30, 179-185.         [ Links ]

Instituto Nacional de Medicina Legal y Ciencias Forenses (2007). Informe Forensis 2007: Datos para la vida. Bogotá         [ Links ].

Koss, M.P. (1988). Hidden rape: Sexual aggression and victimization in the national sample of students in higher education. In MA. Pirog-Good & J.E. Stets (Eds.), Violence in dating relationships: Emerging social issues (pp. 145-168). New York, NY: Praeger.         [ Links ]

Krahé, B. (1991). Social psychological issues in the study of rape. In W. Stroebe & M. Hewstone (Eds.), European Review of Social Psychology (Vol. 2, pp. 279-309). Chichester, UK: Wiley.         [ Links ]

Krahé, B., Temkin, J., Bieneck, S., & Berger, A. (2008). Prospective lawyers' rape stereotypes and schematic decision-making about rape cases. Psychology, Crime and Law, 14, 461-479.         [ Links ]

Lara, M.F., Gómez, A.M., Gálvez, D.M., Mesa, C. y Serrat, E. (2011). Normativización del Inventario del Desarrollo Comunicativo MacArthur-Bates al español, Colombia. Revista Latinoamericana de Psicología, 43, 37-50.         [ Links ]

Lorenzo-Seva, U., & Ferrando, PJ. (2006). FACTOR: A computer program to ft the exploratory factor analysis model. Behavioral Research Methods, Instruments and Computers, 38, 88-91.         [ Links ]

Lozano, L.M., García, E., Martín, M., y Lozano, L. (2012). Desarrollo y validación del Inventario de Perfeccionismo Infantil (I.PI.). Psicothema, 24, 149-155.         [ Links ]

Megías, J.L., Romero-Sánchez, M., Durán, M., Moya, M., & Bohner, G. (2011). Spanish validation of the Acceptance of Modern Myths about Sexual Aggression scale. The Spanish Journal of Psychology, 14, 912-925.         [ Links ]

Moriano, JA., Topa, G., Molero, F, Entenza, A.M., & Lévy-Mangin, J. (2012). Autoeficacia para el Liderazgo Emprendedor. Adaptación y Validación de la Escala CESE en España. Anales de Psicología, 28, 171-179.         [ Links ]

Mota, C., Calleja, N., Aldana, E., Gómez, M.E., y Sánchez, M.A. (2011). Escala de duelo perinatal: validación en mujeres mexicanas con pérdida gestacional. Revista Latinoamericana de Psicología, 43, 419-428.         [ Links ]

Muehlenhard, C.L., & Hollabaugh, L.C. (1988). Do women sometimes say no when they mean yes? The prevalence and correlates of women's token resistance to sex. Journal of Personality and Social Psychology, 54, 872-879.         [ Links ]

Muthén, B.O., & Muthén, L.K. (2004-2008). Mplus. User manual. Los Ángeles, CA: Muthén & Muthén.         [ Links ]

Organización Mundial de la Salud. (2006). Estudio a fondo sobre todas las formas de violencia contra la mujer. (A/61/122/Add.1). Ginebra: Naciones Unidas.         [ Links ]

Organización Panamericana de la Salud. (2003). Informe mundial sobre la violencia y la salud. Washington, D.C.: Oficina Regional para las Américas de la Organización Mundial de la Salud.         [ Links ]

Ortíz, S., Navarro, C., García, E., Ramis, C., y Manassero, M.A. (2012). Validación de la versión española de la Escala de Trabajo Emocional de Frankfurt. Psicothema, 24, 337-342.         [ Links ]

Payne, D.L., Lonsway, K. A., & Fitzgerald, L. F. (1999). Rape myth acceptance: Exploration of its structure and its measurement using the Illinois Rape Myth Acceptance Scale. Journal of Research in Personality, 33, 27-68.         [ Links ]

Romero-Sánchez, M., Megías, J.L. & Krahé, B. (2012). The role of alcohol and victim sexual interest in Spanish students' perceptions of sexual assaults. Journal of Interpersonal Violence. 27, 2230-2258.         [ Links ]

Temkin, J., & Krahé, B. (2008). Sexual assault and the justice gap: A question of attitude. Oxford: Hart.         [ Links ]

Tucker, L.R. (1951). A method for synthesis of factor analysis studies. Personnel Research Section Report, 984. Washington, D. C.: Department of the Army.         [ Links ]