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El abuso digital en la pareja contempla tres elementos: el uso de medios digitales e Internet, las relaciones románticas y el abuso (Reed et al., 2016). Por lo tanto, dicho fenómeno se refiere al control, acoso, amenazas y abuso hacia la pareja a través de medios digitales e Internet, incluyendo las redes sociales virtuales (Rocha-Silva et al., 2021; Van-Ouytsel et al., 2018). Esta forma de abuso comprende acciones como seguimiento intrusivo y vigilancia, trasgresión de la privacidad, distribución de material digital sin el consentimiento de la pareja, difusión de rumores insultantes, dañinos, humillantes o amenazantes, exclusión de grupos virtuales y acoso sexual (Jaen-Cortés et al., 2017). En el ámbito mundial, se ha encontrado en jóvenes una prevalencia que oscila entre el 8.1 y el 74.3 % para victimización (Caridade et al., 2020; Lara, 2020) y del 6.3 al 75.1 % para perpetración (Ellyson et al., 2021; Lara, 2020). En México, con la versión española del Cyber Dating Abuse Questionnaire (CDAQ), encontraron que la prevalencia osciló entre el 65 y el 95.7 % para victimización y del 70.5 al 99.1 % para perpetración (Romo-Tobón et al., 2020).
El abuso digital en las relaciones de pareja es un problema de salud pública que tiene consecuencias significativas para la víctima tales como sintomatología depresiva, ansiedad, estrés, estrés postraumático, entre otras (Duerksen & Woodin, 2021; Gracia-Leiva et al., 2020). Y se ha asociado negativamente con calidad de vida (Víllora et al., 2021) y positivamente con el consumo de alcohol, desesperanza y violencia física y sexual (Caridade & Braga, 2020).
La mayoría de los instrumentos para medir el abuso digital en las relaciones de pareja fueron desarrollados en población anglosajona, por ejemplo, el Facebook Survey (Lyndon et al., 2011) para evaluar perpetración y el Electronic Victimization (Bennett et al., 2011) para medir victimización.
Respecto a los instrumentos que miden tanto victimización como perpetración, cuyas características han sido previamente expuestas (Brown & Hegarty, 2018), se encuentran, por ejemplo, la Technology-facilitated Abuse in Relationships Scale (Brown & Hegarty, 2021) y el Intimate Partner Cyber Abuse Questionnaire (Fissel et al., 2022).
En México se encuentran instrumentos para medir el abuso digital en las relaciones de pareja en adolescentes tales como la Escala de Violencia de Pareja que se Expresa a través de Medios Electrónicos (Jaen-Cortés et al., 2017) que mide victimización, así como la adaptación del Cyberdating Q_A (Sánchez et al., 2017) que mide perpetración y del CDAQ (Hidalgo-Rasmussen et al., 2020) que mide tanto perpetración como victimización. No obstante, hasta donde tenemos conocimiento, no existe un instrumento para medir el abuso digital en jóvenes mexicanos. De ahí la necesidad de contar con un instrumento válido y confiable dirigido a este grupo etario, y que, además, mida tanto victimización como perpetración, debido a que se ha encontrado que el abuso puede ser bidireccional (Cavalcanti & Coutinho, 2019; Hu et al., 2021).
Borrajo et al. (2015) refieren que el CDAQ fue el primer cuestionario que mide el abuso digital desde una perspectiva integral, que incluye diferentes comportamientos de victimización y perpetración. Este instrumento es uno de los más utilizados para medir el abuso digital en las relaciones de pareja (Caridade & Braga, 2020; Rodríguez-deArriba et al., 2021) y ha sido adaptado en diferentes países, entre ellos Chile (Lara, 2020), Brasil (Cavalcanti et al., 2020) y Colombia (Rey-Anacona et al., 2021), donde ha resultado con propiedades psicométricas aceptables.
La adaptación y validación del CDAQ a población joven podría contribuir a conocer el fenómeno del abuso digital en la pareja en cuanto a su prevalencia, incidencia, tipos de violencia, relación con otras variables o factores predictores; lo que permitirá conocer el panorama nacional y comparar respecto al internacional. Por lo tanto, el objetivo de la presente investigación fue adaptar transculturalmente y evaluar las propiedades psicométricas del CDAQ para jóvenes mexicanos.
Método
Participantes
Los criterios de inclusión fueron tener edades entre 18 a 24 años, rango que comprende a los jóvenes y adultos jóvenes (Breinbauer & Maddaleno, 2005), y tener una relación de pareja o haber tenido una en los últimos 12 meses. Se trató de un censo de los estudiantes que ingresaron a un centro de la Universidad de Guadalajara y llevado a cabo por el Observatorio de Investigación de los Comportamientos de Riesgo y Calidad de Vida de los estudiantes (OIRCAVE). Se optó por que el número de participantes fuera superior a 500 casos, considerando las condiciones que han mostrado los ítems de violencia, por ejemplo, los efectos piso (Hidalgo-Rasmussen et al., 2020; Shi et al., 2019).
En las entrevistas cognitivas participaron ocho estudiantes (cuatro mujeres y cuatro hombres). Para la verificación de propiedades psicométricas del CDAQ participaron 1763 estudiantes de dos cursos académicos, julio 2018 y julio 2019, pertenecientes a 18 programas correspondientes a las áreas de ciencias exactas, de ciencias sociales y de la salud.
Se excluyeron 577 participantes que no tenían pareja o que no habían tenido una en los últimos 12 meses y 24 que no cumplían los criterios de edad mínima o máxima. Además, se eliminaron cuatro casos por tener más del 20 % de datos perdidos en el CDAQ (Beckett et al., 2017). La muestra final quedó conformada por 1158 participantes (M edad= 18.27, DT= 1.12; 62.9 % fueron mujeres). El nivel socioeconómico más frecuente para los participantes del curso académico 2018 fue medio-bajo (14.4 %) y para el curso académico 2019 fue C+ (13.4 %) que se refiere a hogares donde se cuenta con un vehículo de transporte, se tiene acceso a Internet y la tercera parte de su ingreso se destina a alimentación (Asociación Mexicana de Agencias de Inteligencia de Mercado y Opinión (AMAI), 2018).
Instrumentos
La medida bajo estudio fue el CDAQ (Borrajo et al., 2015) que cuenta con una escala para victimización (20 ítems) y otra para perpetración (20 ítems). Ambas escalas constan de dos factores: Agresión Directa (10 ítems) y Control/Seguimiento (10 ítems). Cada reactivo tiene ítems paralelos: uno para victimización y otro para perpetración. Las opciones de respuesta son en una escala tipo Likert de 6 puntos que van de 1 (nunca) a 6 (casi siempre). Debido a que no existen puntos de corte se asume que a mayor puntuación mayor presencia de abuso digital. La versión española mostró propiedades psicométricas aceptables para fiabilidad y validez. Se encontró un alfa de Cronbach (α) de .73 para la escala de perpetración de Agresión Directa, α = .84 para victimización por Agresión Directa, α = .81 para la escala de perpetración de Control/Seguimiento y α = .87 para victimización por Control/Seguimiento. Respecto a validez factorial, se encontraron índices de ajuste aceptables en el análisis factorial confirmatorio (AFC) con el modelo de medida de unicidad correlacionado: χ2 (714) = 1628; índice de ajuste comparativo (comparative fit index, CFI) = .99; índice de ajuste no-normativo ( non-normative fit index, NNFI) = .99 y raíz del error cuadrático medio de aproximación (root mean square error of approximation, RMSEA) = .076, 90 % CI (.072, .079).
Para medir la calidad de vida general, se utilizó el instrumento WHOQOL-Bref (Skevington et al., 2004), que fue desarrollado por la Organización Mundial de la Salud, y está compuesto por dos preguntas sobre calidad de vida y satisfacción con la salud, así como 24 ítems que componen cuatro dimensiones (Salud Física, Salud Psicológica, Relaciones Sociales y Ambiente). Cuenta con cinco opciones de respuesta tipo Likert que van de 1 (muy insatisfecho) a 5 (muy satisfecho). Las propiedades psicométricas para la muestra en estudio son aceptables; en el AFC los índices de ajuste para el modelo de medida bifactor fueron: χ2 (228)= 2491.56, p < .001; CFI = .96; índice de Tucker-Lewis (Tucker-Lewis index, TLI) = .95 y RMSEA= .09, 90 % IC (.088, .097). Respecto a la fiabilidad, se encontró un Omega (ω) total = .92 y ω del factor general = .85.
Para medir las conductas de consumo de alcohol en el último mes y el consumo de alcohol abusivo, la violencia física y sexual por la pareja, así como la desesperanza, se utilizaron cinco ítems adaptados al castellano del Youth Risk Behavior Survey (YRBS; Brener et al., 1995). Las opciones de respuesta son dicotómicas y politómicas. En este estudio, el ítem de consumo de alcohol en el último mes tuvo una estabilidad temporal de .56 (IC 90% (-0.258, 1.00)) y de 0.73 (IC 90% (0.567, 1.00)) para el consumo de alcohol abusivo; de 0.60 (IC 90% (0.48, 0.73)) y de 0.64 (IC 90% (0.48, 0.69)) para la violencia sexual y física respectivamente y de 0.33 (IC 90% (0.23, 0.46)) para la desesperanza.
Se preguntó el sexo, la edad y se evaluó el nivel socioeconómico mediante la técnica de Rivas-Torres y Bianchi-Aguila (1991) para el curso académico de 2018, y con la regla de la AMAI (2018) para el curso académico de 2019.
Procedimiento
El proceso de adaptación transcultural del CDAQ se basó en lo recomendado por Valderas et al. (2008). Se realizó en tres fases: (1) verificación de la equivalencia lingüística; (2) verificación de la equivalencia conceptual y (3) verificación de las propiedades de medida. En la fase 1 el equipo de investigación revisó el instrumento original que se encuentra en castellano para verificar que las palabras y expresiones se comprendieran en el contexto mexicano.
En la fase 2 se realizaron entrevistas cognitivas estructuradas. Se aplicó el cuestionario y se les preguntó por dudas en instrucciones, y por términos que no entendieron. Cuando les pareció confusa la redacción, se les solicitó que hicieran una propuesta que les resultara más comprensible.
La fase 3 consistió en aplicar el cuestionario en dos momentos distintos. En el primer momento, se administraron los cuestionarios en versión electrónica durante la semana de inducción a la universidad y en el segundo momento, para poder analizar la estabilidad temporal, una semana después, los jóvenes del curso académico 2018 participaron en una segunda administración del cuestionario.
El proyecto fue aprobado por el Comité de Bioética del Centro Universitario del Sur, de la Universidad de Guadalajara (oficio CB1218), el cual consideró los postulados de la Declaración de Helsinki de la Investigación en Seres Humanos de la Asociación Médica Mundial. La participación fue voluntaria. Se solicitó consentimiento por escrito. Los autores de la escala española aprobaron su uso para este estudio.
Análisis estadísticos
Se evaluó la calidad de los datos para identificar aquellos atípicos e inconsistentes, así como aquellos perdidos. Los datos perdidos que representaron menos del 5 % del CDAQ fueron imputados con el método de imputación múltiple (Graham, 2009).
Se obtuvieron medidas de tendencia central, de dispersión y distribución de los datos para identificar la existencia de efecto piso o techo (más de 15 % de las respuestas en la categoría inferior o superior) del CDAQ. Para obtener la evidencia de validez de la estructura interna, se realizaron AFC considerando las correlaciones policóricas entre los ítems por tratarse de una escala de seis categorías de respuesta. Se calculó un modelo de unicidad correlacionado usado en la versión española del instrumento. Se fijó la carga factorial del ítem 16, el cual tuvo la menor variabilidad en las respuestas. Se usó el estimador de mínimos cuadrados ponderados ajustados por media y varianza (weighted least square mean and variance adjusted, WLSMV). Se calcularon los índices de ajuste: χ2, los grados de libertad y el valor p; el RMSEA donde los valores entre .05 y .08 representan un ajuste aceptable (Browne & Cudeck, 1992); y los índices TLI y CFI, en los cuales se consideró aceptable a valores iguales o superiores a .95 (Hu & Bentler, 1999).
Se obtuvo evidencia de validez convergente y discriminante de los factores del CDAQ. En cuanto a la primera, se entiende que los ítems son indicadores de un constructo específico, por lo cual, deberían compartir una alta proporción de varianza, que se obtuvo a partir del promedio de la varianza extraída (average variance extracted, AVE) con valores esperados iguales o mayores a .5. Entre tanto, la validez discriminante se entiende como el grado en el que un constructo es diferente de otro y está presente si el AVE de cada uno de los constructos es mayor al cuadrado de la varianza compartida entre los dos (Hair et al., 2014).
Para obtener evidencia de validez divergente con otras variables, se realizaron correlaciones de Spearman (por la falta de normalidad de las variables; Bishara & Hittner, 2012) de la puntuación de los factores del CDAQ con la puntuación de las áreas del WHOQOL-Bref. Para validez convergente se realizaron correlaciones entre la puntuación de los factores del CDAQ y la suma de riesgos del YRBS.
La evidencia de fiabilidad se obtuvo mediante el cálculo del α y el coeficiente ω, a partir del modelo de medida (Viladrich et al., 2017). Se consideraron aceptables valores iguales o superiores a .70 (Aaronson et al., 2002). También se calculó la estabilidad test-retest del CDAQ, para cada ítem se utilizó kappa ponderado cuadrático con intervalos de confianza al 95 %, considerando aceptables valores iguales o superiores a .40 (Landis & Koch, 1977); y para los totales de cada factor se utilizó el coeficiente de correlación intraclase (intraclass correlation coefficient, ICC), considerando poca reproducibilidad cuando los valores fueron menores a .40 y excelentes cuando los valores fueron iguales o superiores a .75 (Fleiss, 1986). Los análisis estadísticos fueron realizados en el programa SPSS v. 25.0, RStudio y Stata v. 14.0.
Resultados
Como resultado de la fase 1, se adecuaron cuatro palabras: hayáis-haya; móvil-celular; habéis-han; colgado-publicar.
En la fase 2, el tiempo de contestación fue de seis minutos. De estas entrevistas, se concluyó que no era necesario realizar cambios a la redacción de los ítems; solamente en las instrucciones se agregó “mensajes de texto” para indicar las siglas “sms”, se añadió la instrucción “marca con una X” y se repitieron las opciones de respuesta en cada una de las páginas.
Respecto a la frase 3, los datos perdidos en el CDAQ correspondían al 0.88% de las casillas totales (102 datos), los cuales fueron sustituidos por imputación múltiple. Se encontró efecto piso en todos los ítems del CDAQ, así como asimetría y curtosis superior a la unidad (tabla 1).
Tabla 1 Descripción de los ítems del CDAQ para jóvenes universitarios mexicanos y cargas factoriales
Nota. s = asimetría. k = curtosis.
Las correlaciones policóricas para Agresión Directa fueron altas y homogéneas: entre .50 y .80 para victimización y entre .54 y 1 para perpetración. Para el factor de Control/ Seguimiento las correlaciones fueron moderadas y altas: entre .46 y .83 para victimización y entre .46 y .79 para perpetración. Los índices de ajuste en el AFC fueron aceptables: χ2 (715) = 1256.35, p < .001, CFI = .995; TLI = .995, RMSEA= .026, 90 % IC (.023, .028). Las cargas factoriales fueron de medianas a altas a partir de .65 (tabla 1).
Se encontró evidencia de validez convergente entre los factores, así como evidencia de validez discriminante, excepto entre los factores de victimización y perpetración de Agresión Directa (tabla 2).
Tabla 2 Información para determinar la validez convergente y discriminante del CDAQ para jóvenes mexicanos
Nota. AVE= promedio de la varianza extraída. VAD = victimización por Agresión Directa, PAD = perpetración de Agresión Directa, VCS= victimización por Control/Seguimiento y PCS = perpetración de Control/Seguimiento.
Se encontraron correlaciones estadísticamente significativas entre los factores del CDAQ y la suma de riesgos del YRBS; la fuerza de asociación fue pequeña. Respecto a las correlaciones entre los factores del CDAQ y los factores del WHOQOL-Bref, fueron estadísticamente significativas, con una fuerza de asociación pequeña, así como la calidad de vida general con la victimización por Agresión Directa (tabla 3).
Tabla 3 Correlación de las dimensiones del CDAQ con la suma de riesgos y la calidad de vida en jóvenes mexicanos
Nota. La suma de comportamientos de riesgo fue a partir de las conductas de: consumo de alcohol en el último mes y consumo abusivo, violencia física y sexual por la pareja y desesperanza. SF = Salud Física; SP = Salud Psicológica; RS = Relaciones Sociales; A = Ambiente; CV = Calidad de vida general.
*p < .05, **p < .01, ***p < .001
Respecto a la fiabilidad, se encontraron valores de α y ω aceptables: α total = .93 y ω total = .87; α = .86 y ω = .86 para el factor de victimización por Agresión Directa; α = .85 y ω = .90 para perpetración de Agresión Directa; α = .88 y ω = .86 para victimización por Control/Seguimiento y α = .85 y ω = .93 para perpetración de Control/Seguimiento.
Para la estabilidad test-retest, se encontró que el 36.4 % de los ítems de victimización (ítems: 11, 17, 19, 31) y el 9.1 % de perpetración (ítem: 32) del factor de Agresión Directa fueron marginalmente aceptables, es decir, se acercaron al .40; a diferencia del factor de Control/Seguimiento, donde el 88.9 % de los ítems de victimización (ítems: 1, 9, 13, 21, 25, 33, 37, 39) y el 77.8 % de los ítems de perpetración (ítems: 2, 10, 14, 22, 34, 28, 40) tuvieron puntuaciones superiores a 0.40. El ICC para las dimensiones de Agresión Directa no fueron aceptables: 0.21 (-0.03, 0.39) para victimización y 0.04 (-0.25, 0.26) para perpetración. Para la dimensión de Control/Seguimiento el ICC fue aceptable: 0.85 (0.81, 0.89) para victimización y 0.73 (-0.64, 0.79) para perpetración.
Se identificó que para Agresión Directa el 13.5 % habían perpetrado y el 18.7 % habían recibido al menos una conducta de abuso. Respecto al factor de Control/seguimiento, el 36.8 % perpetraron y 42.3 % recibieron al menos una conducta de Control/Seguimiento.
Discusión
El objetivo de esta investigación fue adaptar transculturalmente y evaluar las propiedades psicométricas del CDAQ para jóvenes mexicanos. El instrumento adaptado resultó tener índices de ajuste aceptables en el AFC, similares al estudio español (Borrajo et al., 2015) y en las adaptaciones latinoamericanas (Cavalcanti et al., 2020; Lara, 2020; Rey-Anacona et al., 2021).
Se tiene evidencia de validez convergente del CDAQ entre sus factores y de validez discriminante, excepto entre dos factores. Además, se obtuvo evidencia de validez divergente con la puntuación del WHOQOL-Bref y convergente con la suma de riesgos del YRBS. La fiabilidad fue aceptable y se tiene evidencia de estabilidad test-retest de pequeña a moderada.
Con relación a la equivalencia lingüística y conceptual del CDAQ, los cambios, aunque mínimos, son importantes, ya que facilitan la comprensión de las instrucciones del instrumento. Dichas adaptaciones son relevantes para mantener la equivalencia del constructo estudiado al aplicarse en un nuevo contexto cultural, evitando caer en el error de considerar que en todas las culturas el constructo funciona de la misma manera (Muñiz et al., 2013).
Aunque en el modelo de medida unicidad correlacionado persiste el problema de las covarianzas cruzadas entre errores pertenecientes a ítems de distintos factores (Podsakoff et al., 2003), teóricamente resulta razonable que ítems paralelos se relacionen, lo que justificaría el uso de este modelo (Borrajo et al., 2015).
La validez convergente entre los factores, de la cual se obtuvo evidencia en el presente estudio, implica que los ítems del CDAQ son parte del mismo constructo de abuso digital al tener una alta proporción de varianza común. Asimismo, se encontró validez discriminante entre los factores, excepto en los factores de la dimensión de Agresión Directa; lo cual puede ser explicado por la baja proporción de jóvenes que indicaron haber vivido o perpetrado alguna conducta correspondiente a estos factores, debido a que contiene ítems de abuso más severo.
Respecto a la relación entre la calidad de vida y el abuso digital, esta sigue la dirección esperada, que, de acuerdo con antecedentes, cuanta mayor experiencia de abuso menor calidad de vida se tendrá (Víllora et al., 2021). De igual manera, la relación entre los comportamientos de riesgo y el abuso digital sigue la dirección en sentido de la evidencia, que indica que los jóvenes pueden presentar comportamientos de riesgo como el consumo de alcohol excesivo (Caridade & Braga, 2020). Sin embargo, la fuerza de las relaciones fue pequeña, lo cual podría deberse a la posible normalización del abuso en las relaciones de pareja y a factores culturales (Ludin et al., 2018), que pudieran mediar la relación.
Sobre la fiabilidad es posible comentar que los valores de α y ω fueron aceptables. Dichos coeficientes fueron menores a los encontrados en adolescentes mexicanos (Hidalgo-Rasmussen et al., 2020) y similares a los valores de α encontrados en el estudio con jóvenes españoles (Borrajo et al., 2015), por lo que los resultados están suficientemente libres de error de medida.
Respecto a la estabilidad temporal, a diferencia del estudio con adolescentes mexicanos (Hidalgo-Rasmussen et al., 2020), en este estudio se encontró un porcentaje menor de ítems con valores aceptables para el factor de Agresión Directa y un porcentaje mayor de ítems con valores aceptables para el factor de Control/Seguimiento. El hecho de encontrar pocos ítems con evidencia de estabilidad temporal podría deberse a los ítems que preguntan por más de un elemento, lo que lo convierte en una dificultad para la consistencia de las respuestas. Por ejemplo, el ítem 23 que indica dos aspectos: “Mi pareja o expareja ha enviado y/o publicado fotos, imágenes y/o vídeos míos íntimos o de contenido sexual a otras personas sin mi permiso”. La elaboración de cuestionarios para identificar conductas de agresión se enfrenta frecuentemente con la dificultad de incluir una amplia gama de conductas en los menos ítems posibles, esto para no afectar la carga de administración. La creación de grandes listados por una parte y la agrupación de ítems en categorías han sido dos de las formas en las que se ha pretendido abordar el problema; no obstante, cada una de esas aproximaciones tiene sus limitaciones.
Con relación a la prevalencia del abuso, se encontró en este estudio una prevalencia menor en cuanto a Control/ Seguimiento respecto a la encontrada en el estudio con jóvenes españoles; sin embargo, la prevalencia fue similar en el factor de Agresión Directa (Borrajo et al., 2015). Por otro lado, la prevalencia encontrada en este estudio tanto para victimización como para perpetración de ambos factores es menor a la encontrada en un estudio con jóvenes chilenos (Lara, 2020). Estas diferencias son esperadas y pueden deberse a la composición de la muestra. En el caso del estudio chileno, prácticamente la mitad de los participantes era de nivel medio-superior y la otra mitad de educación superior, mientras que en el presente estudio participaron estudiantes de primer ingreso a la universidad. Además, las diferencias culturales e históricas entre México y Chile podrían tener parte de la explicación por el impacto que han tenido en la juventud, lo cual se ha reflejado en los comportamientos de riesgo que corren y sus prevalencias (Hidalgo-Rasmussen, 2015).
El presente estudio tiene las siguientes limitaciones: la muestra fue no probabilística, por lo cual no representa completamente a la población joven mexicana. No obstante, se recogió una muestra amplia de estudiantes que ingresaron a un centro universitario que concentra población de 28 municipios del sur del estado, que pertenecen a un amplio espectro de condiciones económicas, sociales y características contextuales como se refleja en el nivel socioeconómico de los participantes; de modo que no se trata de una población homogénea, lo cual aumenta su validez externa.
Además, se recolectaron respuestas de jóvenes pertenecientes a dos cursos académicos diferentes, con una diferencia de un año entre el ingreso de unos y de otros; sin embargo, cabe destacar que la administración de los cuestionarios fue bajo las mismas condiciones. Adicionalmente, no se preguntó por el tipo de relación de pareja y duración de esta, futuros estudios podrían incluirlas y observar si existen diferencias. Otra limitación está relacionada con que, aunque el YRBS mostró estabilidad temporal en esta muestra y se ha usado en otros estudios con jóvenes mexicanos (Hidalgo-Rasmussen et al., 2012), no se cuenta con proceso de validación mexicana.
A partir de los resultados se puede afirmar que el CDAQ es un instrumento con evidencia de validez y confiabilidad que permite la evaluación del abuso digital en las relaciones de pareja en jóvenes mexicanos; lo que podría ser útil para generar conocimiento en este grupo etario y orientar la creación de políticas públicas destinadas a disminuir este fenómeno.
