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Introducción
Después de la década de 1990 Latinoamérica empezó a desarrollarse en un entorno de vulnerabilidad propiciado por el debilitamiento de la organización social tradicional, transformada por el ascenso rápido de tendencias globalizadoras en las que se demarcó brechas de desigualdad más críticas (Vualleno, 2009). Como consecuencia, se introdujeron nuevos valores y dinámicas en torno a lo que representa el Estado, la familia, el mercado y la sociedad civil. Según Lidia Girola (2011), los valores tradicionales, la cultura local y la solidaridad social se han ido desplazando por una cultura de la libertad individual, de valores superpuestos e híbridos y del rechazo a las instituciones, ocasionando que fenómenos como la violencia y la delincuencia se agudicen, ya que se apela a medio ilegítimos para acceder al mercado laboral y cumplir con las demandas de la sociedad moderna (Martínez, Torres y Gómez, 2017). Adicionalmente, el significativo aumento de la población en esta región, y con ello de la diversificación de los delitos y crímenes, han dificultado mantener el orden y, por el contrario, se ha ido acentuado una elevada percepción de inseguridad entre los habitantes (Páez, Peón y Ramírez, 2018).
La percepción de inseguridad ciudadana o el miedo al crimen se ha conceptualizado principalmente como el sentimiento subjetivo de ansiedad, peligro o amenaza ante la posibilidad de ser víctima de un delito y que no siempre se corresponde con los valores objetivos sobre la seguridad o hechos victimizantes (San-Juan, Vozmediano y Vergara, 2012). Esta percepción suele ubicarse como uno de los indicadores más importantes a la hora de medir la realidad social de un país, ya que además de evaluar delitos se emplea para evaluar a las instituciones encargadas de la seguridad, así como la efectividad del Gobierno (Gélvez, 2018), lo que ha demandado una álgida atención dentro de los grandes temas a discutir en materia de desarrollo y seguridad en las agendas públicas nacionales e internacionales (Sillano, Greene y Ortúzar, 2006).
De acuerdo con Latinobarómetro (2018), en América Latina y el Caribe cerca de 40% de la población siente temor a ser víctima de un delito, y en países como Colombia, Perú, Brasil, México y Paraguay se ha registrado un alza en la percepción de inseguridad alimentada por la corrupción pública. Incluso, aunque países como Chile, Argentina y Colombia detentan programas de seguridad ciudadana considerables, como también un aumento en la capacidad en los centros de reclusión (Páez, Peón y Ramírez, 2018), esto no ha simplificado los índices de criminalidad, al contrario, la percepción de inseguridad se ha intensificado junto con la falta de confianza en los órganos de control y las autoridades (Martínez, Torres y Gómez, 2017).
Para el caso particular de Colombia, la tasa de victimización en 2019 fue de 10%, las ciudades de Pasto (16,3%), Cali (16,1%) y Bogotá (15,6%) tuvieron las tasas más elevadas de victimización, y alrededor de 69,8% no denunció los hechos debido a la falta de eficiencia por parte de las autoridades. Respecto a la percepción de inseguridad con periodo de referencia 2020, 39% del total nacional se siente inseguro -3% menos en comparación con 2019-, afectando mayoritariamente a mujeres (40,9%) que a hombres (36,9%) (DANE, 2021).
Las razones de esta percepción respondieron principalmente a los fenómenos de delincuencia común, robos, agresiones, información de los medios y la precaria presencia de la fuerza pública. Cúcuta y Bogotá destacaron como las ciudades donde reportaron sentirse más inseguros sus habitantes (71,9% y 69,0%, respectivamente). Por su parte, la Cámara de Comercio de Bogotá (CCB, 2021) identificó cifras similares para el distrito capital: 76% indican sentirse inseguros durante 2020, incluso esta aumentó 16% en comparación con el año anterior, alcanzando los niveles más altos en el último lustro. Dentro de los delitos que más preocupan a los bogotanos se encuentran el hurto (49%), el homicidio (10%) y el feminicidio (8,4%), y más de 40% cree que para mejorar la seguridad es necesario acabar con la corrupción de la Policía.
En consecuencia, estos niveles de percepción tan elevados afectan el bienestar de una sociedad. Los individuos, al sentirse inseguros, empiezan a retraerse de escenarios de convivencia ciudadana y limitan su participación relacional entre pares (Vualleno, 2009), lo que impide la consolidación de vínculos que fortalezcan la cohesión social (Jasso, 2013). Precisamente, a partir de postulados sociológicos y luego desde la psicología social, la teoría de la anomia permite entender por qué una sociedad que no es garante del bienestar social, ni de valores ciudadanos que contribuyan a la construcción del tejido social hace que problemas como la delincuencia y de gobernabilidad comiencen a emerger (Guerrero y Acosta, 2013), lo que parece suceder en el contexto colombiano.
1. Evolución del concepto de anomia
Aun cuando la anomia apareció en las obras de filósofos y sociólogos franceses como Gabriel Tarde y Jean Marie Guyau a finales del siglo XIX (Besnard, 2015), fue Emilie Durkheim el que posicionó este término, ya no desde una propuesta positiva, como bien postuló su precursor Guyau, acerca de la moral como resultado de la autonomía individual, es decir, libre de reglas e imperativos fijos y, por tanto, anómica (Orrú, 1983), sino desde una negación de tal moralidad (Ramírez de Garay, 2013).
Durkheim (2007) alude la presencia de la anomia como la falta de regulación moral e integración dentro de los distintos órganos de una sociedad que tienen funciones especializadas, situación que responde, principalmente, a los cambios bruscos dentro de un sistema social, al aumento considerable de la población en la modernidad y, con ello, de la heterogeneidad de las funciones sociales. Durante estas crisis, los vínculos, las relaciones y normas tradicionales pasan a ser obsoletas para regular, sancionar e integrar las nuevas relaciones surgidas de las rápidas transformaciones de la sociedad que se caracterizan por la falta de cooperación y la individualidad (Abrutyn, 2019). Años más tarde, Durkheim (2012) describe cómo, producto del crecimiento acelerado de la economía, la sociedad se ve perturbada como autoridad moral para establecer límites y regular las pasiones y aspiraciones individuales insaciables, generando un continuo de infelicidad en los individuos; es decir, en Durkheim se puede ver la anomia como la falta de regulación a los deseos humanos y como la regulación insuficiente de las interacciones entre los diferentes órganos de la sociedad (DiCristina, 2016).
Si bien la teoría durkhemiana no busca explanar el crimen y las conductas desviadas, algunos autores como Luis Ramírez de Garay (2013) y Bruce DiCristina (2016) concuerdan en que la tesis de Durkheim representó avances significativos para sus posteriores desarrollos. Principalmente, DiCristina (2016) se refiere al hecho de que el delito en la obra del francés se presenta como la transgresión de la conciencia colectiva, sugiriendo la anomia como móvil de delitos contra la propiedad y delitos violentos, es decir, que la anomia no solo genera desregulaciones, sino que estimula la competencia violenta por la consecución de los intereses personales, de los que hay un escaso control derivados de las perturbaciones económicas. De esta forma fue que el norteamericano Robert Merton se adentró en la anomia para explicar la desintegración del sistema de valores, más que de la desintegración de los lazos sociales entre distintos órganos, como aduce Durkheim (Abrutyn, 2019), generando, de acuerdo con el norteamericano, comportamientos desviados, condición que acuña como normal en las sociedades modernas y que guardan una estrecha relación con la estructura social y cultural (Ramírez de Garay, 2013).
Para Merton (1985), la estructura social es la estratificación o distribución de clases que tienen un limitado acceso de oportunidades conforme a su ubicación. La estructura cultural hace referencia a los valores y objetivos que se han definido como referencia aspiracional dentro de la sociedad y los medios legítimos para la consecución de dichos objetivos. La anomia surge de la tensión o el desequilibrio por la importancia que se da a los valores típicamente orientados al éxito, el desigual acceso a oportunidades económicas y la intranscendencia que se concede a los medios o normas institucionales, por lo que emergen conductas desviadas de crimen, homicidios y fenómenos como la delincuencia (Schaible y Altheimer, 2015).
La teoría de la anomia institucional (TAI) se aleja de Merton al modificar el enfoque de tensión por una de desequilibrio desigual del poder entre instituciones sociales (Weiss, Testa y Rennó, 2020). Es decir, Steven Messner, Helmut Thome y Richard Rosenfeld (2008) plantean que la característica que prima en sociedades con índices elevados de criminalidad y delincuencia son aquellas en las que se otorga mayor prioridad y poder a la economía sobre otras instituciones como la familia, la educación o el Gobierno. El resultado de depreciar a otras instituciones sociales da lugar a que se disminuya su capacidad de infundir valores morales y, por ende, se debiliten las limitaciones contra la actividad delictiva (Weiss, Testa y Rennó, 2020).
Pese a que han surgido aportaciones atractivas posteriores del concepto de anomia desde la sociología (Dahrendorf, 1993; Mayo, 1972; Parsons, 1976; Waldmann, 2006; Ziegler, 1998) y más tarde desde la psicología social (Abrutyn, 2019; Bashir y Bala, 2019; Bashir y Singh, 2018; MacIver, 1950; McClosky y Schaar, 1965; Srole, 1956; Travis, 1993; Yang, 2015), Ali Teymoori et al. (2016) retoman el concepto de anomia de Durkheim como punto de partida para comprender fenómenos colectivos que no pueden solo asimilarse a través de procesos y resultados de orden individual. Ali Teymoori, Brock Bastian, y Jolanda Jetten (2016) postulan que la anomia refleja las percepciones en las mentes de los individuos ante una sociedad que se está desintegrando y desregulando, es decir, que la sociedad se está desmoronando debido a una falta de confianza y de estándares morales de comportamiento y, asimismo, al percibirse que el liderazgo político resulta ineficaz e injusto, las personas se alejan de los demás para lograr sus intereses individuales. Esto surge principalmente en condiciones de cambios en la sociedad, las regresiones o rápidos crecimientos, la desigualdad económica, los conflictos, entre otros, que desatan en los sujetos la creación de diálogos consensuados en el contexto sociopolítico en que se desarrollan (Teymoori, Brock y Jetten, 2016).
2. Estudios de anomia en Latinoamérica y Colombia
Peter Waldmann (2006) desarrolla su tesis sobre los Estados anómicos en Latinoamérica, especialmente sobre cómo se presenta este fenómeno en Colombia y Argentina. En casos como los de este último país y otros como Chile, donde desde la década de 1980 se empezó a restablecer la democracia, el autor destaca que no necesariamente se consolidaron del todo como Estados de derecho, principalmente por los antecedentes dictatoriales, la baja confianza hacia las instituciones y la influencia de las ideas del individualismo neoliberal de la época.
Por su parte, Lucía Dammert (2014) plantea que en Chile las transiciones hacia la modernización han suscitado un malestar generalizado sobre cómo se desarrollan los vínculos sociales con otros y, en especial, hacia las instituciones. Esto último aparece como consecuencia de sentimientos de desconfianza institucional y de la poca obligación moral que se da entre los ciudadanos, facilitando la presencia de comportamientos desviados, lo que dejaría en evidencia la percepción de inoperancia para frenar fenómenos delincuenciales e de ilegitimidad en el desempeño de sus funciones, produciendo paradójicamente grados más bajos de confianza y más altos de inseguridad percibida.
En esta misma línea, Ricardo Sidicaro (2015) menciona que las situaciones de anomia social e institucional de la sociedad argentina versan principalmente sobre la carencia en la regulación de actividades y trabajos informales o ilícitos, la ineficacia de las instituciones de control y los procesos de desclasamiento de la clase media a baja, y la permanencia de la clase alta. Expone que, pese a que los valores de la sociedad han cambiado, la cohesión social se ha mantenido gracias a espacios de sociabilidad de las normas a manos de la familia o la cultura que llegan así a mitigar conductas desviadas.
En Bogotá, Aaron Lipman y Eugene Havens (1965) buscaron conocer cómo la exposición a la violencia en Colombia por el conflicto bipartidista afectaba o no la percepción sobre la anomia social, la identidad nacional, la seguridad personal y la religión, en comparación con un grupo control. Encontraron que el grupo experimental manifestó mayor grado de inseguridad y anomia. Por otro lado, el grupo registró una actitud significativamente desfavorable hacia la Iglesia, en comparación con el grupo control. Juan Guataquí (2006) reprodujo la investigación previa sin hallar diferencias significativas, atribuyéndolo al hecho de que a partir de la década de 1990 la violencia en Colombia aumentó y, por lo tanto, su percepción se extendió. Adicionalmente, la ciudad de Bogotá ha sido denominada por autores como Jorge Moreno (2016) como «territorialización de la inseguridad», debido a la presencia de la calle del Bronx como un foco de criminalidad.
Luis Duque, Jorge Toro y Nilton Montoya (2010) investigaron en diferentes zonas de Antioquia si la anomia y la tolerancia al quebrantamiento de la norma se asociaba con variadas formas de violencia -robo, estafa, secuestro y desplazamiento forzado-. Los resultados arrojaron que la población, en proporciones considerables -cerca de 40%- aprobaba todas las formas de quebrantamiento de la norma en algún grado. Esto sería el resultado de valores inadecuados que avalan el no cumplimiento de normas sociales básicas para atender los intereses propios, a la falta de compromiso y solidaridad entre sus habitantes; finalmente, declaran que el decaimiento de patrones de autoridad y valores fomentados por la familia y la religión han intensificado la violencia urbana en Medellín, debilitando la cohesión social.
Es sobre estos elementos que Waldmann (2007) cuestiona cómo los diversos hechos de violencia asociados al conflicto armado interno, al crimen organizado y a la pluralidad de actores implicados dejan en evidencia el deterioro del Estado para satisfacer las necesidades de mantener el orden y la seguridad, lo que ubicaría a Colombia como un caso crítico de anomia.
Al contexto anterior se suma la coyuntura actual del país, en donde tras numerosos diálogos de paz fallidos con las Fuerzas Armadas Revolucionarias de Colombia-Ejército del Pueblo (FARC-EP) y las dinámicas surgidas con la firma del Acuerdo de paz han derivado en polarizaciones, movilizaciones sociales, en el aumento de las acciones ilegales de grupos armados durante los últimos cuatro años (Grasa, 2020), en el recrudecimiento de los homicidios colectivos (Ministerio de Defensa, 2021) y en la falta de cumplimiento del Acuerdo de paz, entre otros (Instituto Kroc, 2020). Estas rápidas transformaciones de la sociedad son significativas en materia de seguridad, configuración política y social de Colombia. Así pues, surge la necesidad de comparar cómo estos precedentes en 2017 respecto a las percepciones entorno a la seguridad y la anomia social se fueron desarrollando hasta lo corrido de 2021.
3. Método
3.1 Objetivo
Comparar la percepción de anomia social (PAS) y la inseguridad percibida durante 2017 y 2021 en jóvenes de 18 a 25 años, y adultos intermedios de 40 a 49 años de la ciudad de Bogotá, Colombia.
3.2 Tipo de estudio y alcance
La investigación se desarrolla a partir de un enfoque cuantitativo. El tipo de estudio es descriptivo con un alcance comparativo, ya que se hace una medición sobre las variables objetivo y adicionalmente se busca analizar las relaciones entre dichas variables, considerando las diferencias entre dos grupos de individuos según las características del contexto social (Hernández, Fernández y Baptista, 2010). El diseño de la investigación es no experimental longitudinal de tendencia, ya que se busca conocer los cambios en el trascurso del tiempo de variables respecto a una población.
3.3 Participantes
Para los participantes en el estudio se tuvo en consideración los siguientes criterios: ser ciudadano(a) colombiano(a), vivir en Bogotá y estar dentro de la clasificación de adulto joven (18-25 años) o adulto intermedio (40-49 años), ya que se ha encontrado que los adultos mayores suelen tener percepciones más elevadas de inseguridad (Buelvas, 2019; Fuentealba, Rojas y Barriga, 2016). El tipo de muestreo que se utilizó fue no probabilístico intencional, ya que posibilita seleccionar la muestra limitándola a características particulares que convengan más a los investigadores (Otzen y Manterola, 2017). En ambos grupos la información se recolectó mediante un formato virtual de Google Forms, en el que se encontraban la escala de PAS y la escala de inseguridad, extendiendo la invitación a la población objetivo a través de correo electrónico y en línea.
La muestra empleada para el primer grupo se llevó a cabo durante 2017, contando con la participación de 183 personas, entre ellos, estudiantes universitarios (9,4%), técnicos (6,2%) y bachilleres (32,1%), de las cuales 29,6% fueron de género femenino y 19,4% masculino. La edad variaba entre los 18 y 46 años y el promedio se ubicó dentro de los 22.38 años. Los estratos sociales de los individuos fluctuaron entre los estratos 1 y 5, siendo representativos el 2 (12,75%), 3 (22,6%) y 4 (12,9%). Respecto a la religión, se sienten mayormente identificados con las siguientes creencias: católica (14%), agnóstico (8,6%), ateo (5,7%) y no se siente representado con ninguna creencia religiosa (14,6%). Para este primer grupo solo se tuvieron en cuenta los criterios ser ciudadano colombiano, residir en Bogotá y ser mayor de edad.
Por otro lado, la muestra utilizada para el segundo grupo de 2021 fue de 188 individuos, entre ellos estudiantes universitarios (19,4%), técnicos (7,3%) y bachilleres (9,4%). Se destaca la mayor participación por parte del género femenino (35,3%) y el resto del género masculino (15,4%). Las edades oscilaron entre los 18 y 25 años y de los 40 a 49 años, con un promedio de 30.53 años. Los participantes se encontraban entre los estratos socioeconómicos 1 y 4, en los que el estrato 2 (25,3%) y el estrato 3 (20,56%) fueron los más representativos en la muestra. En cuanto a la religión, expresaron identificarse principalmente con creencias católicas (27,8%), agnósticas (3,2%), cristianas (7%) y con ninguna de ellas (8,9%). Cabe mencionar que únicamente se analizaron las respuestas que fueron totalmente diligenciadas y que cumplieran los criterios mencionados.
3.4 Instrumentos de medición
Se implementaron la escala PAS de Teymoori et al. (2016) y la escala de inseguridad de Lipman y Havens (1965). La escala de inseguridad fue desarrollada para la población colombiana, evidenciando índices de consistencia interna aceptables. Esta escala cuenta con diez ítems con un formato de respuesta tipo Likert que va desde 1) Totalmente en desacuerdo hasta 5) Totalmente de acuerdo, y fue usada en la tesis doctoral de Guataquí (2006) que replicó el estudio, encontrando en la escala 90% de confianza y un valor F (1.401), lo que es un resultado confiable para la implementación de la escala en tiempos recientes.
La escala PAS arrojó un alfa de Cronbach interno aceptable (α = .77) y cuenta con dos subdimensiones: ruptura del tejido social (6 ítems, α = 0,69) y ruptura del liderazgo político (6 ítems, α = 0,74), para un total de 12 ítems con un formato tipo Likert que va desde 1) Totalmente en desacuerdo hasta 5) Totalmente de acuerdo. Sin embargo, en la adaptación que se llevó a cabo en Colombia por Andrés Guillén et al. (2020) se encontró que al excluir los ítems 1 y 12 se incrementaba la consistencia interna de la escala. De esta forma, el análisis con los 10 ítems reportó un Alpha de Cronbach de 0.74, y en las subdimensiones ruptura del tejido social un Alpha de 0.6 y ruptura del liderazgo político un Alpha 0.85, reflejando índices aceptables con dichas modificaciones.
3.5 Análisis de resultados
Se utilizó el programa SPSS versión 24 para el análisis de datos. A través de la prueba Kolmogórov-Smirnov se comprobó los supuestos de normalidad univariante en la muestra, los valores arrojados indicaron una significancia menor a 0.05 en las variables, por lo que se realizan análisis estadísticos no paramétricos. Se empleó un apartado de estadística descriptiva de las muestras totales y las submuestras de 2017 y 2021. Para el conjunto de la muestra se utilizó la prueba Rho de Spearman como medida de correlación y la prueba Kendall Tau_B como medida de correlación parcial controlando el grupo. Se utilizó el método Stepwise modelo anidado para identificar qué variables inciden en la inseguridad. Se hicieron comparaciones entre los grupos y subgrupos por medio de la prueba U de Mann-Whitney y Kruskal-Wallis. Finalmente, se calculó la potencia estadística de los resultados significativos de las comparaciones mediante el programa G*Power versión 3.1.9.7.
4. Resultados
4.1 Estadística descriptiva
La prueba Kolmogórov-Smirnov arrojó en sus variables ruptura del tejido social (RTS) un valor de .035; en ruptura del liderazgo político (RLP) y en inseguridad (INS) reportó una significancia de .000, por lo que no se cumple el supuesto de normalidad. En la Tabla 1 se consignan los estadísticos descriptivos de las medidas de INS, RTS y RLP en 2017 y 2021. Los resultados indican que durante 2017 las percepciones de RTS son más elevadas en comparación con las de 2021. Caso contrario sucede para la variable INS, pues en 2021 presenta niveles más altos, sin embargo, la RLP se ha mantenido constante durante ambos periodos de tiempo.
Tabla 1 Estadísticos descriptivos de inseguridad, RTS y RLP, 2017 y 2021.
| 2017 | 2021 | Totales | ||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Media | Desviación estándar | Mín. | Máx. | Media | Desviación estándar | Mín. | Máx. | Media | Desviación estándar | |
| RTS | 18.54 | 3.208 | 8 | 25 | 17.36 | 3.009 | 8 | 23 | 17.94 | 3.160 |
| RLP | 20.86 | 2.991 | 10 | 25 | 20.82 | 4.134 | 5 | 25 | 20.84 | 3.611 |
| INS | 34.48 | 6.255 | 19 | 50 | 36.51 | 5.477 | 16 | 49 | 35.50 | 5.953 |
Fuente: elaboración propia.
4.2. Correlaciones
Se hicieron correlaciones mediante la prueba Rho de Spearman y Kendall Tau_b (véase Tabla 2). Se utilizó la primera prueba para identificar si existe o no correlación entre las variables de RTS, RLP e INS percibida. Los hallazgos arrojaron niveles significativos, aunque débiles, de correlación entre las medidas expuestas, es decir, existe una percepción compartida sobre el deterioro de la cohesión social y la ilegitimidad e ineficacia del Gobierno, relacionadas directamente con un contexto social como amenazante, peligroso e inseguro.
Adicionalmente, se hizo una correlación parcial con los puntajes obtenidos de la Tau_b para controlar el efecto que pueda contener de una o más variables extrañas. En este caso, se controló el efecto de la variable tiempo entre los grupos, ya que las condiciones del contexto social cambian entre 2017 y 2021. Los resultados expuestos (véase Tabla 3) indican que la RTS y RLP se correlacionan con la INS sin importar el año, incluso los coeficientes de correlación aumentaron y se mantiene un valor asociado de p <.05, siendo significativo.
Tabla 2 Tabla de correlaciones entre las subescalas RTS, RLP e INS.
| Escalas | RTS | RLP | INS | |
|---|---|---|---|---|
| Rho de Spearman | RTS | 1 | ||
| RLP | .172** | 1 | ||
| INS | .324** | .348** | 1 | |
| Kendall Tau_b | RTS | 1 | ||
| RLP | .127** | 1 | ||
| INS | .237** | .254** | 1 |
Fuente: elaboración propia. ** La correlación es significativa en el nivel 0,01 (bilateral).
Tabla 3 Correlación parcial controlando la variable tiempo entre 2017 y 2021.
| Variable de control | RTS | RLP | INS | ||
|---|---|---|---|---|---|
| 2017 y 2021 | RTS | Correlación | 1.000 | .182 | .404 |
| Significancia | .000 | .000 | |||
| RLP | Correlación | .182 | 1.000 | .332 | |
| Significancia | .000 | .000 | |||
| INS | Correlación | .404 | .332 | 1.000 | |
| Significancia | .000 | .000 |
Fuente: elaboración propia.
Respecto a las correlaciones entre los subgrupos de variables con la inseguridad realizada mediante la prueba Rho de Spearman, no se obtuvieron valores significativos de relación ni para la edad, el grado académico, la creencia religiosa y el género; no obstante, para el estrato socioeconómico se encontró una correlación negativa y significativa, pero de bajo nivel con la percepción de inseguridad r = -0,126. Para confirmar estos resultados se realizó un Bootstrap de 1000 casos y se calculó un intervalo de confianza de 99% que arrojó [-0.005, -0.253]. Esto indica que, a medida que va creciendo el estrato disminuye la inseguridad, relación que no se debe al azar.
4.3 Regresión
Para determinar si las percepciones de RTS, RLP y estrato -como variable dummy- podrían llegar a explicar la variable dependiente, en este caso la inseguridad, se empleó un modelo de regresión lineal múltiple con un método Stepwise para modelo anidado. La variable dummy 1 se creó a partir de un sistema binario de 0 y 1, donde en el estrato 1 los participantes que respondieron estar en este obtuvieron 1 y el resto de los participantes 0. Este mismo proceso se ejecutó con las variables dummy 2, 3 y 4, tomando como referencia el estrato 5. Este método arrojó un modelo que excluyó las variables dummy (estratos), dejando solo el modelo con las variables RTS y RLP. En la Tabla 5 se evidencia que la proporción de varianza que explica, aunque débilmente, el comportamiento de la percepción de inseguridad por las variables RTS y RLP es de 19,6% (R² = 0.196).
Tabla 4 Resumen del modelo de regresión.
| Modelo | R | R cuadrado | Ajuste del R cuadrado | Error típico de la estimación |
|---|---|---|---|---|
| 1 | .447a | .200 | .196 | 5.338 |
Fuente: elaboración propia. aPredictores (constantes): puntaje RTS y puntaje RLP.
Tabla 5 Resumen del ANOVA.
| Modelo | Suma de cuadrados | gl | Media cuadrática | F | Sig. | |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 1 | Regresión | 2623.213 | 2 | 1311.607 | 46.026 | .000ᵇ |
| Residual | 10487.531 | 368 | 28.499 | |||
| Total | 13110.744 | 370 |
Fuente: elaboración propia. Predictores (constantes): puntaje RTS y puntaje RLP. b Variable dependiente: puntaje INS.
Tabla 6 Coeficientes de regresión.
| Coeficientes no estandarizados B Error típico | Coeficientes estandarizados Beta | ||||
|---|---|---|---|---|---|
| (Constante) | 15.698 | 2.088 | 7.520 | .000 | |
| RTS | .585 | .089 | .311 | 6.554 | .000 |
| RLP | .447 | .078 | .271 | 5.717 | .000 |
Fuente: elaboración propia.
Asimismo, el modelo es adecuado, ya que se puede afirmar que existe dependencia lineal entre las variables, pues el valor de F = 46.026 tiene un p = < 0,05 (véase Tabla 6). Las observaciones sobre los coeficientes Beta (véase Tabla 7) exponen que la variable RTS es más importante y después la variable RLP. Esto quiere decir que por cada cambio en la unidad de estas variables independientes se produce un cambio en la variable dependiente. Estas, además poseen una de p <.05 (sig. = .000), contribuyendo a explicar la percepción de inseguridad.
4.4 Comparación
Se compararon por medio de la prueba U de Mann-Whitney los grupos 2017 y 2021, y se encontraron diferencias en la percepción de RTS, siendo mayor en 2017, donde se observan menores puntajes de inseguridad en 2017 en contraste con 2021 (véase Tabla 7). En el primer grupo se compararon los subgrupos estrato y creencia religiosas mediante la prueba Kruskal-Wallis, sin embargo, los datos obtenidos no reportaron diferencias estadísticamente significativas para ninguna de las escalas. Empero, para la variable género sí se halló disparidad, como se expone en la Tabla 8, lo que indicaría que las mujeres tienen mayor percepción de inseguridad social y ruptura del liderazgo político durante 2017.
Tabla 7 Comparación entre grupos 2017 y 2021.
| Grupo | Rango medio | Significancia | |
|---|---|---|---|
| Puntaje Inseguridad | 2017 | 166.35 | .000 |
| 2021 | 205.13 | ||
| Puntaje Ruptura del TS | 2017 | 207.50 | .000 |
| 2021 | 165.07 | ||
| Puntaje Ruptura del LP | 2017 | 179.57 | .251 |
| 2021 | 192.26 |
Fuente: elaboración propia.
Tabla 8 Comparación entre género para 2017.
| N = 183 | Sig. | Media Género femenino | Desviación Género femenino | Media Género masculino | Desviación Género masculino |
|---|---|---|---|---|---|
| Puntaje INS | .005 | 35.47 | 5.818 | 32.94 | 6.663 |
| Puntaje RTS | .270 | 18.28 | 3.414 | 18.94 | 2.867 |
| Puntaje RLP | .000 | 21.55 | 2.515 | 19.86 | 3.358 |
Fuente: elaboración propia.
En el segundo grupo se compararon los subgrupos nivel de estudios y creencias religiosas mediante la prueba Kruskal-Wallis. Para el caso de estrato se empleó la prueba Jonckheere-Terpstra y en las variables edad se compararon a los jóvenes (18-25 años), adultos intermedios (40-49 años) y género con la prueba U de Mann-Whitney. Ninguno de los subgrupos notificó puntuaciones significativas, a diferencia del género, particularmente de las mujeres hacia la percepción de inseguridad (véase Tabla 9). Esta falta de disparidad entre los subgrupos confirmaría los resultados logrados por Guataquí (2006) sobre la anomia social, debido a que en Colombia estas percepciones tienen un alcance en todos los grupos poblacionales.
Tabla 9 Comparación entre género para 2021.
| N = 188 | Sig. | Media Género femenino | Desviación Género femenino | Media Género masculino | Desviación Género masculino |
|---|---|---|---|---|---|
| Puntaje Inseguridad | .010 | 37.30 | 4.928 | 34.68 | 6.240 |
| Puntaje RTS | .134 | 17.15 | 3.006 | 17.84 | 2.987 |
| Puntaje RLP | .915 | 21.13 | 3.343 | 20.12 | 5.513 |
Fuente: elaboración propia.
En virtud de los resultados significativos de las comparaciones realizadas entre los subgrupos, se buscó conocer qué tan presentes están esos fenómenos en la realidad. Esto se calculó mediante la potencia estadística (PE) post hoc que explica qué tan capaces son las pruebas que se utilizaron para encontrar diferencias en la realidad cuando se comprueba que las hay (Cárdenas y Arancibia, 2014). Esta se calcula con base en tres elementos: tamaño de la muestra (n), nivel de error (α) y tamaño del efecto (TE). El mínimo valor aceptado de la PE es β = (1- 0.20), por ende, la PE mínima aceptada debe ser igual o mayor a 0.80. Se observa que todas las potencias, a diferencia del hallazgo 3, cuentan con más de 80% de validez en los hallazgos encontrados, corroborando que efectivamente hay diferencias (véase Tabla 10). En el caso de las diferencias entre hombres y mujeres frente a la inseguridad en 2017, se cree que si se iguala el n (hombres =71, mujeres = 110) se podría incrementar la PE.
Tabla 10 Potencia estadística de los resultados comparativos.
| Hallazgo | Prueba utilizada | n | TE | PE |
|---|---|---|---|---|
| 1. Diferencias entre 2017 y 2021 frente a la inseguridad | U de Mann-Whitney | 371 | 0.34 | 0.9017404 |
| 2. Diferencias entre 2017 y 2021 frente a la RTS | 371 | 0.37 | 0.9446814 | |
| 3. Diferencias entre hombres y mujeres frente a la inseguridad en 2017 | 183 | 0.40 | 0.7366075 | |
| 4. Diferencias entre hombres y mujeres frente a la inseguridad en 2021 | 188 | 0.46 | 0.8144277 | |
| 5. Diferencias entre hombres y mujeres frente a la RLP en 2017 | 183 | 0.56 | 0.9546535 |
Fuente: elaboración propia.
De acuerdo con lo anterior, los principales hallazgos de la investigación indican que: a) efectivamente hay diferencias entre las percepciones de anomia social e inseguridad respecto a los años estudiados, la RTS es más elevada en 2017 y la percepción de inseguridad es más alta en 2021; b) estas diferencias dejan en evidencia que no importa si se pertenece a cierto estrato socioeconómico, creencia religiosa, nivel de estudios o si se tiene determinada edad al momento de percibir la inseguridad y la anomia, sin embargo, sí hay disimilitud en cuanto al género; c) no hay relaciones entre los subgrupos de variables con la variable inseguridad, exceptuando el estrato socioeconómico; y d) la RTS y la RLP predicen la percepción de inseguridad.
5. Discusión
El objetivo del presente estudio fue comparar la percepción de anomia social (PAS) y la inseguridad percibida durante 2017 y 2021 en jóvenes (18 a 25 años) y adultos intermedios (40 a 49 años) de la ciudad de Bogotá, Colombia. Derivado del proceso metodológico desarrollado y como se indicó en la sección anterior, los principales hallazgos confirman que existen diferencias entre las percepciones de anomia social e inseguridad percibida durante 2017 y 2021.
Las posibles variaciones en el aumento de la percepción de la ruptura del tejido social en 2017 podrían ser coherentes con el marco teórico expuesto previamente, en el que, en suma, diversos factores ubican a Colombia en un estado de fragilidad para propiciar la cohesión social, entre ellos, Alain Bayona (2016) destaca la pérdida de credibilidad y confianza en el Estado, consecuencia de un histórico de violencia, corrupción, pobreza y de no garantías de derechos para sus habitantes, imposibilitando que la sociedad pueda encarar eficientemente fenómenos que suelen impactarla, como la inseguridad, el delito y el mismo desorden social. Tal como lo han hallado Lea Hartwich y Julia Becker (2019), ante condiciones marcadas de desigualdad las sociedades no llegan a generar lazos de solidaridad e integración que les facilite a los individuos el hecho de sentirse seguros, todo lo contrario, sentimientos de amenaza, injusticia y desesperanza empiezan a emerger. Situación que quizá se agudiza en Colombia con la fuerte polarización suscitada ante el Plebiscito por la paz a finales de 2016, en el que cerca de 50,2% de los colombianos estuvieron a favor del NO frente a los Acuerdos de paz entre el Gobierno y las FARC-EP. Según señala Yann Basset (2018), el NO prevaleció en regiones menos impactadas por el conflicto armado, mientras que en zonas fronterizas y costeras fuertemente golpeadas por él se votó por el SÍ.
Los hallazgos respecto a la percepción de inseguridad fueron congruentes con los reportados por la Cámara de Comercio en Bogotá (CCB, 2021), pues si bien la victimización disminuyó en 2020 (17%) -2% menos en 2017-, la percepción de inseguridad fue mayor para ese año con casi 10% más que en 2017. El hurto y el homicidio encabezan las principales fuentes de dicha inseguridad. Es decir que la percepción no refleja los hechos objetivos de victimización (Omonijo et al., 2017), esto se debe principalmente a que, en el caso de la inseguridad, no solo los acontecimientos violentos aumentan su percepción, sino que eventos no violentos como la inestabilidad de la economía, la salud, la seguridad personal, comunitaria, política y ambiental, por señalar algunos, deterioran la percepción de seguridad y con ellos se debilita el tejido social, situación que se intensificaría con la crisis sanitaria derivada por la Covid-19 (Grasa, 2020).
Asimismo, la percepción de inseguridad también se relaciona con los bajos niveles de confianza en la Policía y en el desempeño de los mecanismos de control (Dammert, 2014; Gélvez, 2018; Putnam, 2000; Salord, 2013), lo que corroboraría dos hechos: la falta de denuncias por la incredulidad en la eficiencia de las autoridades y el considerar que para mejorar la seguridad es necesario aminorar la corrupción de la Policía (CCB, 2021).
Ahora bien, como se pudo evidenciar, las relaciones entre las variables de anomia social e inseguridad persisten independientemente del año, por lo tanto, respaldan lo encontrado por Guillén et al. (2020) acerca de que un contexto social con precarios vínculos de confianza, integración y liderazgos ineficaces se relacionan con una percepción del mundo como amenazante (Teymoori et al., 2016).
En esta investigación las relaciones entre los subgrupos de variables -edad, nivel de estudios, creencia religiosa y género- y la inseguridad, a diferencia de lo encontrado por otros autores (Buelvas, 2019; Fuentealba, Rojas y Barriga, 2016; Joong-Hwan y Sangmoon, 2009; Salord, 2013), no guardan correlaciones significativas entre sí, lo que confirmaría los hallazgos reportador por Juan David Gélvez (2018) y Alejandro Vera et al. (2017), en los que advierten que el ciclo vital en los jóvenes y adultos intermedios no se vincula con la manera en que se percibe el miedo al crimen, ni tampoco por su nivel de estudio (Ross y Joon, 2000). No obstante, el estrato socioeconómico sí presenta niveles significativos de asociación con la percepción de inseguridad, lo que se podría entender por el nivel de ingresos (Gélvez, 2018), indicios de incivilidad -por ejemplo, falta de alumbrados público, basuras, edificios abandonados- (Buelvas, 2019), la marginalidad y las privaciones en el acceso a servicios públicos a los que se enfrentan con frecuencia los grupos socioeconómicos más bajos (Guerrero, 2007).
En cuanto a los hallazgos reportados en el análisis de regresión se evidencia que tanto la percepción de la ruptura del tejido social como la ruptura del liderazgo político -anomia- permiten explicar, aunque débilmente, la percepción de inseguridad, como lo han encontrado otros autores (Hartwich y Becker, 2019; Martínez, Torres y Gómez, 2017), debido a que el país es un escenario en el que predomina la desigualdad, la pobreza, la corrupción, el asesinato de líderes sociales y una serie de reformas que desatan inconformidades en muchos colombianos (Gamboa, 2019). Asimismo, tras la firma del Acuerdo de paz y el desarrollo que se le ha dado a lo pactado en el último lustro, se ha podido evidenciar que existe una fuerte desintegración social sumida en la polarización, el incremento de grupos armados al margen de la ley, el agravamiento de homicidios colectivos, entre otros (Grasa, 2020; Ministerio de Defensa, 2021).
Lo mencionado anteriormente ocasiona una fuerte insatisfacción ciudadana respecto a la gestión actual del Gobierno, desencadenando grandes movilizaciones sociales (Aguilar, 2020), esto lleva a replantearse que si se diera cumplimiento a factores como la desmovilización, el desarme, la participación política, asuntos judiciales, consenso social y político se facilitaría la construcción del proceso de paz, lo que reduciría la probabilidad del surgimiento de nuevas condiciones de violencia y favorecería la confianza, la seguridad y la cohesión social del país (Grasa, 2020), pues en su lugar se podría invertir en las necesidades del desarrollo humano y en el tejido social, más no en combatir la inseguridad (Omonijo et al., 2017).
En términos de las comparaciones entre subgrupos respecto a los años, tampoco se obtuvieron diferencias, lo que respaldaría el hecho de que, sin importar el grupo poblacional, la anomia y la inseguridad afecta a todos, independientemente del tiempo (Guataquí, 2006). No obstante, se encontraron diferencias por género tanto en 2017 como en 2021, con mayor percepción de inseguridad y una mayor percepción de la RLP por parte del género femenino, esto se comprendería a partir de que las mujeres se consideran más vulnerables -como sucede con adultos de la tercera edad y miembros de minorías étnicas-, debido a que hay creencias asociadas a los roles y estereotipos de género que alimentarían dicha sensación de inseguridad (Fuentealba, Rojas y Barriga, 2016). Además de eso, la percepción de inseguridad se relaciona directamente con el aumento de la desconfianza ciudadana, especialmente en los organismos policiales (Hurtado et al., 2018), pues la confianza es uno de los pilares fundamentales de la vida en sociedad y sin la presencia de esta se desarrolla el autoritarismo, la división y la violencia, haciendo que los ciudadanos pierdan el interés en la representación de las instituciones y, a su vez, en relacionarse con sus pares (Dammert, 2014).
Conclusiones
En este estudio se logró corroborar que los elementos metodológicos empleados frente a las comparaciones, las correlaciones y la regresión son útiles para el análisis y valoración de investigaciones surgidas en el contexto colombiano. Por otro lado, los instrumentos escala de percepción de anomia social (PAS) y la escala de percepción de inseguridad permitieron obtener resultados favorables para la investigación. Sin embargo, se considera que la escala de percepción de inseguridad cuenta con ciertas limitaciones, entre estas, su vigencia para estudios actuales. Dado que muchos autores convergen en que la inseguridad también responde a los niveles de confianza en las autoridades, se sugiere que se implementen escalas de inseguridad que midan la confianza en las instituciones de control como, por ejemplo, la Policía.
Con el propósito de que se corrobore que la anomia y la inseguridad es un fenómeno generalizado, se invita a que se estudie más a fondo en las principales ciudades del país, involucrando las zonas urbanas y también los contextos rurales, los cuales se ven marcados por actos constantes de violencia. Asimismo, para futuros estudios se recomienda contar con proporciones más homogéneas entre hombres y mujeres que propicien estimaciones más precisas y con menos riesgo o margen de error, y por otro lado, medir otras variables que estén en contacto con esta teoría.
