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EL ACOSO escolar involucra agresiones intencionales repetidas de uno o varios estudiantes hacia sus pares, en el marco de relaciones con manifiestas asimetrías de poder entre agresores y víctimas (Volk, Dane, & Marini, 2014). En los estudios se evidencia que la violencia entre estudiantes se presenta en diversas regiones del mundo (Chen & Cheng, 2013; Craig et al., 2009; Kessel, O'Donell, & Smith, 2015; Román & Murillo, 2011; Sánchez-Quejia, García-Moya, & Moreno, 2017), particularmente en México, donde se reporta que un número importante de estudiantes participan en situaciones de acoso como agresores o víctimas (Instituto Nacional de Estadística y Geografía INEGI, 2015; Organización para la Cooperación y el Desarrollo Económico ocde, 2017). Esta conducta afecta negativamente el desarrollo cognitivo y socioemocional de los estudiantes involucrados directamente (agresores y víctimas) e indirectamente (espectadores) (Espegale, Hong, Rao, & Low, 2013; Valdebenito, Ttofi, & Eisner, 2015).
El acoso escolar es un problema relacional que involucra a agresores, víctimas y espectadores (Gini, 2006; Salmivalli, Kaukiainen, & Voeten, 2005). Sin embargo, la evaluación del rol de los espectadores es todavía controvertida y particularmente difícil en estudiantes de primaria. En el presente estudio analizamos las propiedades psicométricas de la adaptación al español de la Participant Role Approach (PRA) (Sutton & Smith, 1999) en una muestra de estudiantes mexicanos de educación primaria.
Los Espectadores
Los espectadores son aquellos estudiantes testigos de situaciones de acoso que no intervienen como agresores o víctimas (Craig & Pepler, 1998; Trautman, 2008). Existen varias clasificaciones de los tipos de espectadores, en las cuales se describen de cuatro a seis roles de estos ante el acoso (Belacchi & Farina, 2010; Salmivalli, Lagerspetz, Bjõrkqvist, Òsterman, & Kaukiainen, 1996; Twemlow, Fonagy, & Sacco, 2004). Sin embargo, en estudios recientes se identifican únicamente tres roles generales de los espectadores: pro-acoso, pro-social y no comprometido (Belachi & Farina, 2010; Demaray, Summer, Jenkins, & Becker, 2016; Sutton & Smith, 1999). El rol pro-acoso involucra conductas de aliento y asistencia al agresor. El pro-social implica acciones para defender o mitigar los efectos de la agresión en la víctima, de forma directa (deteniendo la agresión) o indirecta (mediando, informando a los adultos o procurando ayuda a la víctima). Por último, el rol de no comprometido alude a estudiantes que evitan las situaciones de acoso y prefieren no tomar partido por el agresor o la víctima.
Si bien la mayoría de estudios relativos al acoso escolar se centran principalmente en los agresores y las víctimas (Gómez, León, & Felipe, 2011; Goossens, Olthof, & Dekker, 2006) la investigación acerca de los espectadores, aún cuando es incipiente, coincide en señalar su importancia en la dinámica del acoso escolar, ya que estos pueden favorecer o disminuir las situaciones de violencia entre pares (Belacchi & Farina, 2010; Póyhónen, Junoven, & Salmivalli, 2012). En esta línea se constata que los roles pro-acoso y no comprometido favorecen la prevalencia del acoso y sus efectos negativos en las víctimas (Flaspohler, Elfstrom, Vanderzee, Sink, & Birchmeier, 2009; Salmivalli, Voeten, & Poskiparta, 2011). Por el contrario, el comportamiento pro-social de los espectadores previene la agresión e incrementa el bienestar psicológico de las víctimas (Gini, Pozzoli, Borghi, & Franzoni, 2008; Polanin, Espegale, & Piggott, 2012), de ahí la importancia de conocer el rol que adoptan los espectadores ante situaciones de acoso escolar en el aula.
Medición del Rol de Espectador
Para medir los roles de los espectadores se utilizan escalas de nominación y de auto-reporte. Las medidas de nominación tienen como informantes a estudiantes y, en menor medida, a docentes. En el método de nominación se describen las características de los distintos roles y se les pide a los estudiantes que nominen a tantos pares como deseen en cada rol. Existen diversos métodos para clasificar a un estudiante en un rol, entre los que se destacan el porcentaje de nominaciones y las puntuaciones z (Belacchi & Farina, 2010; Goossens et al., 2006; Salmivalli et al., 1996). Por su parte, en las escalas de auto-reporte se solicita al estudiante que indique la frecuencia con que realiza conductas características de los roles. Este tipo de cuestionarios se utiliza con mayor frecuencia en la medición del acoso (Vivolo-Kantor, Martell, Holland, & Westby, 2014).
En la literarura se reportan evidencias sobre la validez y fiabilidad de ambos tipos de escalas (Goossens et al., 2006; Salmivalli et al., 1996; Solberg & Olweus, 2003; Vivolo-Kantor et al., 2014). Aunque los cuestionarios de auto-reporte, en comparación con los de nominación, son más susceptibles a la deseabilidad social, también presentan fortalezas tales como: mayor facilidad de administración, posibilidad de captar el grado de manifestación de las conductas del rol, e identificar a espectadores que desempeñan varios roles (Demaray et al., 2016).
El Presente Estudio
La magnitud del acoso escolar entre estudiantes sugiere que es necesario realizar intervenciones para disminuir esta problemática (Salmivalli, 2011; Ttofi & Farrington, 2011). En principio, estas acciones se centraban en el grupo de agresores y, sobre todo, en las víctimas. No obstante, son cada vez más numerosos los programas preventivos que visualizan el acoso escolar como un proceso social y que, por lo tanto, centran su interés en promover que los espectadores desempeñen un rol más activo en la prevención del problema (Nese, Horner, Dickey, Stiller, & Tomlanovich, 2014; Polanin et al., 2012; Salmivalli et al., 2005).
Pese a la importancia de los pares -en particular los espectadores-, en la dinámica social del acoso escolar, los instrumentos que evaluan los roles de espectadores en las situaciones de acoso son limitados. Si bien existen escalas de auto-reporte con evidencias de validez (estructura interna y concurrente) y fiabilidad (consistencia interna), tales como la Participant Role Questionarie (PRQ; Salmivalli et al., 1996), la Participant Role Approach (PRA; Sutton & Smith, 1999), la Participant Behaviors Questionarie (BPBQ) (Demaray et al., 2016) y la Student Bystander Behavior Scale (SBBS) (Thornberg & Jungert, 2013). La medición del constructo aún presenta limitaciones: en primer lugar, no se identificaron estudios que comparen el ajuste de modelos con diferentes propuestas teóricas de clasificación de los roles de espectadores; en segundo lugar la mayor parte de las escalas están dirigidas a población adolescente, lo que implica que la detección de los roles de espectadores en preadolescentes (9 a 12 años) es soslayada, a pesar de la elevada prevalencia de agresiones entre pares en estas edades (Robers, Zhang, Truman, & Snyder, 2012; Román & Murillo, 2011; Turner, Finkelhor, Hamby, Shattuck, & Ormrod, 2011; Valdés & Carlos, 2017) y la estabilidad de la conducta de los espectadores en esta etapa durante la adolescencia (Doramajian & Burowski, 2015; Goossen et al., 2006; Van der Ploeg, Kretschmer, Salmivalli, & Veenstra, 2017); en tercer lugar, pese a la evidencia empírica que sugiere que las chicas adoptan con mayor frecuencia un rol pro-social y los chicos un rol pro-acoso (Cappadocia, Pepler, Cummings, & Craig, 2012; Goossens et al., 2006; Salmivalli & Voeten, 2004), al revisar la literatura se identifica únicamente un estudio que indaga en la invarianza de la medición del constructo en ambos sexos (Lucas-Molina, Williamson, Pulido, & Calderón, 2014); en cuarto y último lugar, en México la medición del acoso escolar se centra en los roles de agresores y víctimas (González, Peña, & Vera, 2017; Marín-Martínez, & Reidl-Martínez, 2013; Valdés & Carlos, 2014). En la revisión de la literatura no se identifican publicaciones acerca de escalas para medir roles de espectadores en el acoso escolar.
En este contexto, el presente estudio pretende establecer las propiedades psicométricas de una adaptación de la escala Participant Role Approach (PRA; Sutton & Smith, 1999) para medir roles de espectadores en pre-adolescentes mexicanos (9 a 12 años). Para ello se compara el ajuste empírico de dos modelos de medición del constructo (ver Figura 1). En el modelo 1 se miden cuatro roles: asistente del agresor, participa en la agresión o ayuda a atacar a la víctima; alentador del agresor, estimula e incita la conducta violenta; no comprometido, evita estar presente en situaciones de violencia o tomar partido por el agresor o la víctima; y defensor, interviene para detener la agresión o consolar a la víctima. Por su parte, en el modelo 2 se propone una estructura de tres roles: pro-acoso, incorpora los roles de asistente y alentador del agresor; pro-social, intenta detener la agresión y/o consolar a la víctima; y no comprometido, se aleja de las situaciones de agresión o no toma partido. En la literatura se identificaron reportes de propiedades psicométricas adecuadas (evidencias de validez y fiabilidad), tanto de escalas que miden cuatro roles (New Participan Role Scales - NPRS, Goossens et al., 2006; Participant Role Questionarie - PRQ, Salmivalli et al., 1996 y Participant Role Approach - PRA, Sutton & Smith, 1999) como tres roles (Participant Behaviors Questionarie - BPBQ, Demaray et al., 2016 y Student Bystander Behavior Scale - SBBS, Thornberg & Jungert, 2013). Es conveniente señalar que en las escalas que miden cuatro roles se reporta una elevada correlación entre los roles de alentador y asistente del agresor (Goossens et al., 2006; Salmivalli et al., 1996; Sutton y Smith, 1999).
Se examina la validez concurrente del modelo de medición a través del análisis de la relación de los roles de los espectadores con la empatía. Al respecto, la evidencia empírica sugiere que la empatía se asocia de forma positiva con la conducta pro-social hacia la víctimas y negativa con los roles pro-acoso y no comprometido (Gini, Albeiro, Be-nelli, & Altoé, 2008; Machackova & Pfestch, 2016; Nickerson, Mele, & Princiotta, 2008; Pozzoli, Gini, & Thornberg, 2017; Thornberg & Jungert, 2013). Además se indaga sobre la invarianza de medición de la escala en ambos sexos. En el único estudio identificado referente a este tema, Lucas-Molina et al. (2014) reportaron que no obtuvieron invarianza métrica en una adaptación del PRQ (Salmivalli et al., 1996) en población española. Por último, se calcula la fiabilidad de la escala mediante la consistencia interna de los puntajes y la varianza media extractada.
En el estudio se espera que el modelo que mide tres roles se ajuste mejor a los datos que el de cuatro roles; que la escala posea evidencias de validez concurrente (relaciones positivas entre la empatía con el rol pro-social y negativas con los roles pro-acoso y no involucrado); invarianza de medición para ambos sexos y fiabilidad adecuada.
Método
Participantes
Se enviaron invitaciones a los directivos de primarias públicas urbanas de cuatro ciudades del estado de Sonora, México. Se consideraron en el estudio 28 escuelas que accedieron a participar en la investigación. Se procuró la representación en la muestra de las diversas zonas escolares constituidas en las ciudades involucradas en el estudio, esto con el fin de garantizar mayor diversidad en los participantes. La cantidad de escuelas incluidas en el estudio obedeció a limitaciones de presupuesto.
Participaron 787 estudiantes pre-adolescentes seleccionados mediante un muestreo aleatorio simple con reemplazo (q=95%, p=.5, e=3%) de los grados cuarto (n=240), quinto (n=270) y sexto (n=277). La muestra se conformó por 415 (52.7%) niños (M edad=10.59, DE=.66 años) y 372 (47.3%) niñas (M edad=10.51, DE=.64 años).
Instrumentos
Roles de espectadores en situaciones de acoso. Se realizó una adaptación de las sub escalas de la Participant Role Approach (PRA) (Sutton & Smith,1999) que miden roles de espectadores en el acoso. En esta versión se utilizaron 13 reactivos de los 16 de la escala original. Se decidió no incluir tres reactivos debido a la baja concordancia entre los expertos con relación a su pertinencia para medir el constructo en estudiantes mexicanos de educación primaria. La versión final presenta 13 conductas ante situaciones de acoso. La escala se contestó en un formato de respuesta tipo Likert, con opciones que van desde 0 (nunca lo hago) hasta 4 (siempre lo hago).
Se consideraron dos modelos de medida: (a) modelo 1 de cuatro roles: alentador, motiva al agresor a continuar con su conducta (por ejemplo, "me río de las víctimas"); asistente, no comienza el acoso pero apoya al agresor una vez que este inicia (por ejemplo, "ayudo al agresor sujetando a la víctima"); defensor, detiene la agresión o apoya a la víctima (por ejemplo, "animo a la víctima"); no comprometido, no toma partido por el agresor o la víctima (por ejemplo, "me alejo"). (b) Modelo 2 de tres roles: pro-acoso, conductas que apoyan y estimulan la conducta del agresor (por ejemplo, "ayudo al agresor sujetando a la víctima); prosocial, comportamientos dirigidos a proteger a la víctima (por ejemplo, "animo a la víctima"); y no comprometido, evitan involucrarse directamente (por ejemplo,, "Me alejo").
Empatía. Se midió para establecer las evidencias de validez concurrente de la PRA. Se utilizó la adaptación al español de la Adolescent Measure of Empathy and Sympathy (AMES; Vossen, Piotrowski, & Valkenburg, 2015). Esta es una escala tipo Likert con cinco opciones de respuesta (0 = nunca, 1 = casi nunca, 2 = a veces, 3 = casi siempre y 4 = siempre). Consta de dos dimensiones: empatia cognitiva (cuatro reactivos, Ω=.71), involucra la comprensión del estado emocional de los pares (por ejemplo, "puedo decir fácilmente cómo se sienten mis compañeros"); y la empatia afectiva (cuatro reactivos, Ω=.75), que alude al grado en que se experimentan las emociones de sus compañeros (por ejemplo, "cuando un amigo siente miedo, siento miedo también"). Se formó un índice global de empatía compuesto por los puntajes de ambos tipos de empatía. Mediante un análisis factorial confirmatorio se verificó el ajuste del modelo de medición a los datos (x2=5.60, gl=8, p=.692; SRMR=.04; AGFI=.99; CFI=.99; AGFI=.99; RMSEA= 02, IC 90 [.01,.04]).
Procedimiento
En la traducción de la PRA del inglés al español, se utilizó el método de retro-traducción, para favorecer la pertinencia cultural de la PRA. Para esto se realizó una traducción independiente de los 16 reactivos por dos traductores bilingües, cuyo idioma nativo es el inglés. Ambas traducciones fueron enviadas a un comité de revisión, integrado por cuatro investigadores, quienes revisaron las equivalencias semánticas de las traducciones y elaboraron una primera versión del instrumento.
Además, para evaluar la validez de contenido y cultural de los reactivos de la presente versión, se utilizó el juicio de seis expertos: tres investigadores en la temática y tres profesores de educación primaria. Se decidió incluir en la escala los reactivos con índice Kappa de concordancia iguales o mayores a .80 (Furr & Bacharach, 2014). Con este criterio se decidió no incluir en la versión utilizada en el estudio piloto tres ítems ("estoy usualmente presente, aunque no haga nada"; "ni siquiera conozco de situaciones de acoso"; y "me acerco a la víctima").
Después se realizó un estudio piloto con una muestra de 150 estudiantes, 50 de cada grado (cuarto, quinto y sexto) para conocer la opinión del alumnado con respecto al nivel en que las conductas descritas en la escala representan conductas de espectadores de acoso. El valor del índice Kappa fue igual o mayor a .80 en todos los reactivos, lo que indica alta concordancia en las opiniones de los estudiantes respecto a la pertinencia de la escala para ilustrar las acciones de los espectadores.
Para la administración de las escalas se informó a los directivos de las escuelas el propósito del estudio y se pidió su autorización para acceder a los salones de clases. Con la aprobación de los docentes se envió a los padres o tutores, por medio de los estudiantes, una carta solicitando el consentimiento informado para que los hijos participaran en el estudio. Los estudiantes cuyos padres firmaron el consentimiento informado fueron invitados a contestar, de forma voluntaria, los instrumentos, garantizándoles confidencialidad en el manejo de los resultados. Los estudiantes respondieron la escala en sus salones de clase en un tiempo aproximado de veinte minutos.
Análisis de Datos
Los valores perdidos se trataron mediante el método de imputación por regresión. Para el análisis exploratorio de los datos se realizó un análisis de la media, desviación estándar, asimetría y curtosis de los ítems. Se calculó un modelo factorial confirmatorio (AFC) con apoyo de AMOS. Con el fin de asegurar la normalidad multivariada de los datos se utilizó el método bootstrap del AMOS con 2000 repeticiones, con un intervalo de confianza del 95% (Blunch, 2013; Byrne, 2010).
El cálculo del AFC se realizó mediante el método de estimación de máxima verosimilitud (ML). Se utilizaron los índices de ajuste propuestos por Blunch (2013) y Byrne (2010)x 2 (Chi-cuadrada), SRMR (raíz cuadrada de residual estandarizada), AGFI (índice de bondad de ajuste ajustado), CFI (índice de ajuste comparativo) y RMSEAIC 90 (error de la raíz cuadrada de la media de aproximación con su intervalo de confianza). Se consideraron aceptables valores de x 2 con p>.001; CFI y AGFI >. 95; SRMR y RMSEA < .05 (Blunch, 2013; Byrne, 2010). Para comparar el ajuste de ambos modelos (tres y cuatro dimensiones) se utilizaron los índices de ajuste teóricos: criterio de información de akaike (AIC) y el criterio de información de Bayes (BIC), en ambos se consideran los valores menores como indicadores de mejor ajuste (Blunch, 2013; Kline, 2016).
Se realizó un análisis multigrupo para determinar los efectos de la categoría sexo en la medición del constructo. Para esto se estimaron progresivamente modelos anidados que fueron comparados entre sí. En un primer modelo (M1) no se establecieron restricciones (invarianza configural); en el segundo (M2) se incluyeron restricciones a las igualdades de los coeficientes de regresión (invarianza métrica); en el tercero (M3) se agregaron restricciones a las cargas factoriales y los interceptos de los factores (invarianza escalar); y, finalmente, en un cuarto modelo (M4) se impusieron restricciones en lo relativo a equivalencias entre cargas factoriales, interceptos, covarianzas y varianzas residuales (invarianza residual). Se utilizaron como indicadores de in-varianza diferencias en los valores de x 2 (∆x 2) con p>.001, y en el CFI (∆ CFI) menores a .01 (Blunch, 2013; Byrne, 2010).
El análisis de la validez concurrente se realizó mediante el análisis de la relación de los roles de los espectadores con la empatía empleando el AMOS. Se evaluaron los índices de ajuste global del modelo x 2 con p > .001; CFI y AGFI ≥ .95; SRMR y RMSEA ≤ .05 y el valor y sentido de los coeficientes de determinación. Por último, se analizó la fiabilidad mediante la varianza media extractada (VME) y el cálculo de la consistencia interna de los puntajes con el coeficiente Omega de McDonald (Ω) dada la naturaleza ordinal de la escala. En lo relativo a la VME valores ≥ 50% se consideran aceptables, mientras que el valor Ω debe ser ≥ .70 (Zumbo, Gadermann, & Zeissen, 2007).
Resultados
Análisis Descriptivos
Del análisis de los valores de asimetría y curtosis se infirió que la distribución de los puntajes no se aleja mucho de la normalidad. Las violaciones más graves de la normalidad univariada se presentaron por problemas en la curtosis en los ítems 2, 3 y 4 (ver Tabla 1).
Validez de la Estructura Interna
Se calculó un modelo factorial confirmatorio con el procedimiento de estimación de máxima verosimilitud. Se utilizó el método de análisis bootstrap del AMOS con 2000 repeticiones con un intervalo de confianza del 95%, para favorecer que los resultados no se afecten por problemas de normalidad. Se apreció que los pesos factoriales de los reactivos resultaron significativos en ambos modelos. La elevada covarianza obtenida en el modelo 1 (cuatro roles), entre los roles de alentador y asistente del agresor, sugiere que miden una dimensión latente común. Por los demás, se obtuvieron co-varianzas significativas de baja intensidad entre los distintos roles (Figura 2).
Nota: Los coeficientes estandarizados fueron significativos p <.000.
Figura 2 Resultados del cálculo del factorial confirmatorio del modelo 1 (cuatro roles) y el Modelo 2 (tres roles) de espectadores de acoso.
La diferencia en los valores de Chi-cuadrado entre ambos modelos (∆x 2 (1)=11.59, p<.000) resultó estadísticamente significativa, lo cual reafirma que ambos son modelos distintos de medición de los roles de espectadores. En ambos modelos los indicadores de ajuste son aceptables. Sin embargo, el modelo 2 (tres roles) presentó mejores índices de ajuste que el modelo 1 (cuatro roles) (Byrne, 2010; Kline, 2016; ver Tabla 2). En el modelo 2 todos los índices de ajuste fueron satisfactorios mientras que el modelo 1 presentó una probabilidad asociada a x 2 no aceptable. El valor de los índices de ajuste teórico AIC y BIC es menor en el modelo 2 con respecto al modelo 1, lo que sugiere mejor ajuste empírico en el primero (Kline, 2016).
Invarianza de la Medición por Sexo
El análisis de la invariancia en la medición de la PRA en ambos sexos se realizó con el modelo de tres roles (pro-acoso, pro-social y no comprometido). Se estimaron cuatro modelos anidados que se compararon entre sí: (a) M1, sin restricciones (invariancia configuracional); (b) M2, con restricciones en lo relativo a la igualdad de los pesos factoriales (invariancia métrica); (c) M3, restricciones relativas a las cargas factoriales e interceptos (invarianza escalar); y (d) M4, restricciones en lo relativo a la equivalencia entre cargas factoriales, interceptos, varianzas y covarianzas residuales (invarianza estricta).
Los valores de Chi-cuadrado (χ2=163.13, gl=120, p=.005) y de los índices de ajuste (CFI=.98; AGFI=.98; RMSEA=.04, IC 90 [.02, .07]) permitieron aceptar la hipótesis de invariancia configuracional (M1). Con respecto a las invariancias métrica (M2), escalar (M3) y estricta (M4), las probabilidades asociadas a las diferencias entre los modelos anidados (Δχ2 M2-M1=5.06, gl=10, p<.887; Δχ2 M3-M1=18.90, gl=16, p=.274; Δχ2 M4-M1 =31.41, gl=31, p=.446) mostraron que el modelo de medición y los errores son equivalentes en ambos sexos. Esto se confirmó por las diferencias en el CFI entre los modelos anidados (ΔcfiM1-M2 = .003; ΔcfiM1-M3 = .002; ΔcfiM1-M4=.001), cuyos valores no exceden a .01 (Byrne, 2010; Kline, 2016).
Validez Concurrente
Los resultados mostraron que el modelo de relaciones entre empatía y los roles de espectador es empíricamente sustentable (x2=139.3, gl=92, p=.008; SRMR=.09; AGFI=.94; CFI=.97; RMSEA=.03 [.02,.04]). La empatía se relacionó negativamente con los roles proacoso (β=-.25) y no-comprometido (β=-.14) y positivamente con el pro-social (β=.44). De los resultados se infirió que el efecto más importante de la empatía se presenta en la conducta pro-social de los espectadores hacia las víctimas (Figura 3).
Análisis de Fiabilidad de la PRA
El análisis de fiabilidad se realizó mediante el coeficiente Omega de McDonald (Ω) y la varianza media extractada (VME) (Tabla 3). De los resultados de los análisis se infiere que los valores, tanto del coeficiente O como de VME, resultan aceptables en cada una de las subescalas de la PRA (Dunn, Baguley, & Brunsden, 2014; Kline, 2016).
Discusión
La PRA identifica la frecuencia con que los estudiantes de educación primaria adoptan diferentes roles cuando son espectadores de situaciones de acoso. El presente estudio examinó el ajuste de la escala a dos modelos teóricos. Además, indagó sobre su validez concurrente, invarianza de medición en ambos sexos y fiabilidad. Los resultados confirman las hipótesis esperadas en el estudio, relativas al mejor ajuste del modelo de tres roles, la validez concurrente, la invarianza de medida y la fiabilidad de la escala.
Se confirma la hipótesis de que el modelo de medición de tres roles de espectadores representa la mejor estructura para la medición del constructo. Este hallazgo reafirma la propuesta de considerar a espectadores alentadores y asistentes dentro de la categoría de espectadores pro-acoso ya que, aunque con matices, presentan una conducta que favorece la agresión (Belachi & Farina, 2010; Demaray et al., 2016; Goossens et al., 2006; Sutton & Smith, 1999). El rol de pro-acoso se sustenta por la alta covarianza observada en el modelo de cuatro roles entre las dimensiones de asistente y alentador. Sin embargo, también es conveniente señalar que los índices de ajuste del modelo de cuatro roles sugieren sustentabilidad del mismo, por lo que puede utilizarse si se quiere tener una diferenciación precisa de los roles de estudiantes con conductas pro-acoso.
La PRA se ve fortalecida psicométricamente al mostrar invariancia configuracional, métrica, escalar y estricta en ambos sexos. Esto resulta valioso en el estudio de los roles de los espectadores y atiende a una debilidad de los estudios acerca de escalas de auto-reporte para medir los roles de espectadores. La escala no presenta sesgos de medición del constructo asociados al sexo del estudiante, por lo tanto permite comparar con certeza la conducta de espectadores pre-adolescentes de ambos sexos. De esta forma, favorece el estudio de los factores asociados a los roles de los espectadores en chicos y chicas.
Además, la escala presenta evidencias de validez concurrente, dado que los resultados son congruentes con la hipótesis del estudio acerca de la relación positiva de la medición de empatía con el rol de espectador pro-social, y negativa con los roles de espectador pro-acoso y no comprometido. Este hallazgo es consistente con la literatura que señala una asociación positiva entre la empatía y la conducta pro-social hacia las víctimas y vincula la baja empatía con los roles pro-acoso y no comprometido (Barchia & Bussey, 2011; Machackova & Pfetsch, 2016; Nickerson & Mele-Taylor, 2014). Investigaciones futuras son necesarias para aclarar si la baja empatía es causa de los roles adoptados por los estudiantes o el resultado de mecanismos que los protegen de experimentar emociones morales desagradables por su conducta ante el acoso.
Son escasas las investigaciones sobre los estudiantes no comprometidos. Se sugiere que las atribuciones acerca del rol y la sensibilidad emocional hacia las victimas permiten diferenciar a estudiantes no comprometidos con actitudes pro-acoso o pro-sociales (Demaray et al., 2016 Salmivalli et al., 1996). Los hallazgos de este estudio muestran una relación negativa de la empatía con el rol de no comprometido, lo cual es consistente con la hipótesis de que este rol se relaciona con actitudes favorables hacia el acoso. No obstante, son necesarios más estudios que analicen las características cognitivas y socioemocionales de los pre-adolescentes que asumen el rol de no comprometidos.
Esta investigación representa una contribución al estudio de la violencia escolar, en particular al análisis del rol de los espectadores en el acoso entre pares en México. Hasta donde se revisó, no se identificaron en el país estudios donde se reporten propiedades psicométricas sólidas de escalas de auto-reporte para medir roles de espectadores en el acoso. Desde el punto de vista metodológico, la PRA se realiza con una amplia muestra de estudiantes de educación primaria, e involucra la comparación del ajuste de dos modelos de medición de los roles de espectadores, un análisis de la invariancia de medición en ambos sexos del modelo y un análisis de la validez concurrente de sus puntajes.
Desde el punto de vista práctico, por una parte, este trabajo aporta un instrumento breve en lo relativo al número de reactivos, con adecuada validez y fiabilidad para la medición de los roles de espectadores en estudiantes de ambos sexos de educación primaria en México. Desde la perspectiva teórica, por otra parte, esta investigación contribuye a la delimitación del constructo mediante la identificación de los roles de los espectadores. Los resultados obtenidos reafirman el valor del modelo de medición de tres roles de espectadores en el acoso (pro-acoso, pro-social y no comprometido) (Goossens et al., 2006; Salmivalli et al., 1996; Sutton & Smith, 1999). Además, aunque no es una hipótesis central en el presente estudio, las co-varianzas entre los roles refuerzan el valor del uso de escalas de autoreporte que permiten identificar el desempeño de varios roles en un mismo estudiante (Demaray et al., 2016).
Este trabajo constituye una contribución al estudio de los roles de espectadores de acoso en estudiantes de educación primaria en México, pero presenta limitaciones: en primer lugar, la PRA es una escala de autoreporte, lo cual implica la necesidad de incluir en próximos estudios un análisis de deseabilidad social de las respuestas acerca de esta (Navarro-González, Lorenzo-Seva, & Vigil-Colet, 2016). En segundo lugar, la muestra fue tomada de una zona geográfica específica, lo cual dificulta la generalización de los hallazgos a otras regiones del país, en especial a aquellas culturalmente diversas (Furr & Bacharach, 2014), esto hace necesario realizar un análisis de la escala con estudiantes mexicanos que viven en contextos culturales diferentes. Por último, en el estudio no se consideran otros modelos teóricos de los roles de los espectadores, en particular aquellos que dividen el comportamiento pro-social del espectador en varios tipos de roles, tales como el de defensor, consolador y mediador (Belachi & Farina, 2010). Esto implica que es conveniente explorar otros modelos teóricos de medición de los roles de espectadores en el acoso.
Finalmente se concluye que la PRA, por sus propiedades psicométricas, constituye una herramienta valiosa para el estudio de los roles de espectadores en el acoso escolar en estudiantes mexicanos de educación primaria. La PRA se compone de un número de reactivos que resulta adecuado para niños de primaria, además resulta de fácil administración, lo que permite su uso en estudios con muestras grandes de estudiantes. Además, esta escala les permite a los profesionales identificar a estudiantes espectadores con distintos roles en el acoso y analizar la prevalencia de los roles en ambos géneros, lo que posibilita involucrar en la prevención de la problemática a espectadores con conductas pro-sociales hacia las víctimas. Este aspecto resulta de gran importancia práctica, en la medida en que existe evidencia donde se subraya el efecto positivo de los programas que tienen en cuenta a los espectadores en la prevención del acoso (Hutching & Clarkson, 2015; Salmivalli et al., 2011).
Es posible que los docentes y orientadores educativos en México utilicen la PRA para identificar los distintos roles de los espectadores en el acoso. Además, la escala permite investigar, en espectadores pre-adolescentes de ambos sexos, los factores asociados con sus roles ante el acoso. El conocimiento de las características asociadas con los roles de los espectadores, especialmente con el rol pro-social, resulta necesario para los programas de prevención del acoso.
