Procedimiento
La aplicación de las tres escalas se llevó a cabo en el aula de los estudiantes, durante aproximadamente 30 minutos. Las instrucciones, tanto verbales como escritas, que se les dieron a los participantes les garantizaban el anonimato de sus respuestas y el trato confdencial de las mismas. Todos los participantes accedieron a contestar el cuestionario anónimamente, colaborando de manera completamente voluntaria sin obtener gratificación alguna por su participación. En cuanto al orden de presentación de las escalas, los participantes completaron en primer lugar el RMAS, en segundo lugar el ASI y en tercer lugar la escala AMMSA. Para finalizar, se les pedía a los participantes algunos datos personales (edad, sexo y titulación). Todos los participantes entregaron consentimiento informado de participación en la investigación.
Resultados
Los resultados se presentarán en distintos apartados: (1) análisis de ítems; (2) análisis factorial exploratorio y consistencia interna; (3) evidencias externas de validez. Como estrategias de cálculo, y dentro del proceso de análisis de ítems, se obtuvieron los descriptivos básicos de cada uno de los ítems, su índice de discriminación a través de la correlación ítem-total corregida, y los valores de distribución de las puntuaciones por medio de la asimetría, curtosis, y test de Kolmogorov-Smirnov. Concluido el análisis de ítems, se procedió a aplicar un Análisis de Componentes Principales (ACP) con el objetivo de estudiar la estructura interna del instrumento, previa estimación de la adecuación de este procedimiento a través del cálculo de la prueba de esfericidad de Barlett y el índice KMO. Finalmente, para el estudio de las evidencias externas de validez se procedió a calcular las correlaciones de Pearson entre las variables consideradas.
Análisis de ítems
En primer lugar, se llevó a cabo el análisis de ítems de la escala (véase Tabla 1). Las correlaciones de cada ítem con el total corregido (índice de discriminación) oscilaron entre .21 y .62, siendo estos datos similares a los encontrados por Gerger et. al (2007) y Megías et al. (2011). Las desviaciones típicas asociadas a los ítems en todos los casos fueron superiores a 1, lo que informa sobre la capacidad de los ítems para recoger las variaciones de los participantes en el constructo evaluado. Si estos datos se integran con las puntuaciones medias observadas para cada ítem, se concluiría a favor de la distribución normal de las puntuaciones de la escala AMMSA. De hecho, como puede observarse en la Figura 1, la distribución de las puntuaciones de los participantes en la escala AMMSA es normal, lo que se confirma por los resultados no significativos del test de Kolmogorov-Smirnov, p = .96, al igual que con los datos de asimetría (-.01) y curtosis (.08). En cambio, la distribución de las puntuaciones en la escala RMAS se aleja de la normalidad (Kolmogorov-Smirnov, p = .06), lo que igualmente se observa en los cómputos de asimetría (.54) y curtosis (.22). Estos resultados vienen a corroborar los datos de investigaciones previas que apuntaban a la no normalidad de las puntuaciones de escalas hasta ahora de referencia para evaluar los mitos sobre la violación (p.e. RMAS), lo que se vería subsanado por la escala AMMSA.
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La Tabla 2 muestra la puntuación media total de los participantes en la escala AMMSA y en la escala RMAS, separadas para hombres y mujeres. Las medias de las puntuaciones en AMMSA tanto en hombres (M = 4.60) como en mujeres (M = 3.91) son algo más elevadas a las obtenidas en la versión original propuesta por Gerger et al. (2007) (rango de medias entre 3.15 y 3.60 para hombres y 2.72 y 3.30 para mujeres) y en la versión española de Megías et al. (2011) (M = 3.32 en hombres y M = 2.96 en mujeres).
Como puede observarse, las puntuaciones medias en AMMSA fueron significativamente más altas que las puntuaciones medias en RMAS, mostrándose de esta forma una mayor detección de los mitos por parte de la escala AMMSA, tal y como ha sido previamente señalado en otros estudios (p.e. Megías et al., 2011).
Con el fin de comprobar si existían diferencias significativas entre hombres y mujeres en las respuestas en la escala AMMSA, se hizo una comparación de medias a través de pruebas t para muestras independientes. Tal como se esperaba, los hombres obtuvieron una mayor puntuación media (M = 4.60; DT = .83) que las mujeres (M = 3.91; DT = .76), mostrando una mayor adhesión a los mitos sobre las agresiones sexuales (t (310) =-7 36; p< .001).
Análisis factorial exploratorio y fiabilidad
Con el objetivo de conocer la estructura factorial de la versión colombiana de la escala AMMSA, se realizó un análisis factorial exploratorio, por el método de análisis de componentes principales, considerando valores propios mayores que 1. Los resultados de la prueba de esfericidad de Barlett, 5(2(435) = 1466, p < .001, y un valor para el índice KMO superior a .80 confirmaron la idoneidad de la matriz de correlaciones para la realización de este análisis.
Se obtuvieron 7 componentes que explican en conjunto el 53.57% de la varianza total. La magnitud de los autovalores asociados a cada uno de los factores y la inspección visual del gráfico de sedimentación indicaron una solución unidimensional del instrumento, y por tanto la no necesidad de recurrir a una rotación de la solución inicial. Los autovalores muestran un descenso marcado tras el primer componente y a continuación disminuyen gradualmente sin ningún otro descenso importante. Los primeros siete autovalores fueron: 7.24, 1.83, 1.70, 1.59, 1.33, 1.23 y 1.13. Las saturaciones para el primer factor oscilaron entre .22 y .67. La unidimensionalidad de la versión colombiana de la escala AMMSA coincide con las versiones original y española (Gerger et al., 2007; Megías et al., 2011). Las puntuaciones de los 30 ítems del AMMSA agrupados bajo este único factor mostraron una alta consistencia interna (α = .87), semejante a la encontrada en su versión original (α entre .90 y .95; Gerger et al., 2007) y su versión española ( α = .91).
Evidencia externas de validez
]]> Tal y como se había planteado en las hipótesis de este Estudio 1, se encontró una correlación significativa entre las puntuaciones de los participantes en la escala AMMSA y la escala RMAS (r = .48, p < .001). En cuanto a la correlación esperada entre la versión colombiana del AMMSA y la escala de Sexismo Ambivalente, se obtuvieron igualmente resultados significativos, siendo dichas correlaciones mayores entre AMMSA y la subescala SH (r = .72, p < .001) que con el SB (r = .37, p < .001) tal y como predijimos.Discusión
El objetivo principal del presente estudio fue evaluar las propiedades psicométricas de la versión colombiana de la Escala de Aceptación de Mitos Modernos sobre las Agresiones Sexuales (AMMSA). Se realizó en primer lugar un análisis de los ítems, encontrándose que la mayoría de ellos se sitúan por encima al valor medio de la escala de respuesta y las desviaciones típicas son superiores a 1. Si tenemos en cuenta las correlaciones corregidas entre cada uno de los ítems y la escala total, apreciamos que cinco de ellos (1, 8, 14, 26 y 28) no alcanzan un valor de .30. Debido a que su supresión no incrementaría de forma significativa la fiabilidad de la escala, se decidió conservarlos a la espera de nuevos análisis para muestras independientes.
Los resultados, tal y como se esperaba, avalan la distribución normal de las puntuaciones del AMMSA, al igual que las mayores puntuaciones de hombres frente a mujeres. Asimismo, se ha visto constatada la estructura unidimensional de la escala, a la espera de análisis confirmatorios que respalden estos datos.
Finalmente indicar que tal y como se había predicho, se ha encontrado una correlación significativa y en la dirección esperada, entre las puntuaciones del AMMSA y los constructos seleccionados (RMAS y ASI) para la obtención de evidencias externas de validez. No obstante, convendría ampliar el estudio de la validez externa de las puntuaciones a otras variables de interés.
Estudio 2
Este segundo estudio fue llevado a cabo tanto para corroborar los resultados del Estudio 1, como para incorporar datos complementarios sobre la estructural factorial y validez externa de las puntuaciones del AMMSA. Con este objetivo, se trabajó con una muestra independiente, y con características distintas en cuanto a tamaño y distribución de sus variables identificativas, con el objetivo de enriquecer las evidencias cruzadas de validez (Carretero-Dios & Pérez, 2007). En cuanto al análisis de la validez externa, se introdujeron constructos que ya han sido relacionados en la literatura previa con la aceptación de mitos sobre la violación (Megías, et al., 2011): culpabilidad y falsa resistencia de la víctima y responsabilidad del agresor. Para ello, junto a la inclusión de la versión colombiana de la escala AMMSA utilizada en el Estudio 1, se desarrolló un escenario ficticio de interacción entre un chico y una chica en el que se describía una agresión sexual por parte del chico y se utilizaron una serie de ítems que medían los constructos descritos y mencionados anteriormente.
Diversas investigaciones han puesto de manifesto la relación entre mitos sobre la violación, culpabilidad atribuida a la víctima y responsabilidad del agresor (Frese et al, 2004; Girad & Seen, 2008; Krahé, 1991). Por ejemplo, Temkin y Krahé (2008), en el ámbito de las decisiones judiciales, encontraron que cuanto mayores eran los mitos sobre la violación presentes en los participantes, más cortas eran las sentencias que recomendaban en aquellos casos donde el acusado era declarado culpable y más responsabilidad era atribuida a la víctima de violación. Por otro lado, Eyssel y Bohner (2008), mostraron que el nivel de mitos sobre la violación se relacionaba positivamente con la culpabilización de la víctima y negativamente con la atribución de responsabilidad al agresor. En general, las investigaciones han encontrado que cuanto mayor es la aceptación de mitos sobre la violación por parte del perceptor, mayor culpabilidad es atribuida a la víctima y menor responsabilidad al agresor.
Otro constructo relacionado tanto con el nivel de mitos sobre la violación como con la culpabilidad atribuida a la víctima es el de falsa resistencia (token resistance). Este concepto hace referencia a la interpretación de que una negativa emitida por una mujer ante los avances sexuales de un hombre debe ser interpretada como un "sí" (Muehlenhard & Hollabaugh, 1988). Así, estudios como el de García (1998), encuentran una relación positiva entre la percepción de "falsa resistencia" y una mayor aceptación de mitos sobre la violación. Por ello, al igual que con la culpabilidad atribuida a la víctima de la agresión sexual sufrida, también se espera encontrar una correlación positiva con las puntuaciones en la escala AMMSA.
Método
]]> ParticipantesCiento noventa y seis estudiantes de Psicología de una Institución de Educación Universitaria de Bucaramanga (Colombia) accedieron a participar voluntariamente en este estudio. La edad promedio de los mismos fue de 20.67 años (DT = 2.16). Del total de los participantes, 97 fueron mujeres con una edad promedio de 20.85 años (DT = 2.23) y 99 hombres con edad promedio de 20.51 años (DT = 2.09)
Instrumentos
Se emplearon en este orden, los siguientes instrumentos: Versión colombiana de la escala Acceptance of Modern Myths About Sexual Aggression Scale (AMMSA; Gerger et al., 2007), ya descrita en el Estudio 1.
Un escenario hipotético elaborado expresamente para este estudio, siguiendo las aportaciones de investigaciones en este campo (Bieneck, 2009; Bieneck & Krahé, 2010; Krahé, Temkin, Bieneck & Berger, 2008; Romero-Sánchez, Megías & Krahé, 2012). Los participantes fueron instruidos para que leyeran un escenario de agresión sexual donde se describe una interacción entre un chico y una chica, que tras conocerse en un local nocturno, pasan buena parte de la noche divirtiéndose en este establecimiento. Tras pasar un tiempo juntos, él inicia aproximaciones sexuales pero ella las rechaza. Ante la negativa de ella, el chico decide utilizar el alcohol como estrategia para doblegar su voluntad. Finalmente, el escenario concluye con el chico agrediendo sexualmente a la chica.
Adicionalmente se incluyeron tres ítems con los que se recogía la valoración personal de los participantes sobre el grado de responsabilidad de la víctima (p.e. ¿crees que Alicia debería sentirse culpable por lo sucedido?), tres ítems sobre el grado de responsabilidad del agresor (p.e. ¿en qué medida crees que Juan merece ser castigado?) y cinco ítems para evaluar la percepción de "falsa resistencia" mostrada por la víctima (p.e. ¿consideras que Alicia en el fondo sí quería tener contactos sexuales con Juan?). La consistencia interna de estas escalas según el estadístico de Cronbach fue de α = .63, α = .65 y α = .91, respectivamente.
Procedimiento
El procedimiento seguido en el presente estudio fue similar al descrito en el Estudio 1, obteniéndose igualmente consentimiento informado de cada uno de los participantes.
Resultados
Los resultados de nuevo serán presentados en tres apartados diferenciados: (1) análisis de ítems; (2) análisis factorial exploratorio y confirmatorio; y (3) evidencias externas de validez. Las estrategias de análisis seguidas fueron semejantes a las del Estudio 1. En el caso del análisis factorial confirmatorio, la estrategia de cálculo utilizada será explicada al presentar los resultados, con el objetivo de facilitar su comprensión.
]]> Análisis de ítemsLos datos obtenidos corroboraron los resultados encontrados en el Estudio 1. Los valores de correlación ítem-total corregidos fueron adecuados, siendo su media de r = .39. La desviación típica de las puntuaciones de nuevo se situó en todos los casos por encima de 1. En cuanto a las puntuaciones medias de los participantes en el AMMSA, éstas se situaron ligeramente por encima de las obtenidas en las investigaciones anteriores realizadas con otras muestras (Gerger et al., 2007; Megías et al., 2011), y en el rango de las encontradas en el Estudio 1. De esta forma, en el caso de los hombres se obtuvo una media de 4.60 (DT = .72) y en el de la mujeres la media fue de 3.76 (DT = .75). Al igual que en el estudio anterior, los hombres puntuaron más alto en el AMMSA que las mujeres (t (193) = -7.88, p< .001).
Análisis factorial exploratorio y confirmatorio
Al igual que en el Estudio 1 y con el objetivo de conocer con una nueva muestra la estructura factorial de la escala AMMSA, se llevaron a cabo diversos análisis. En primer lugar, los resultados de la prueba de esfericidad de Barlett, %2(435) = 1447, p < .001, y un valor para el índice KMO igual a .80 confirmaron la idoneidad de la matriz de correlaciones para la realización de los análisis posteriores. A continuación, se llevó a cabo un análisis de componentes principales con los ítems de la escala. Se obtuvieron 9 componentes con autovalores mayores de uno que explicaban en conjunto el 59.36% de la varianza. Al igual que en el Estudio 1, la magnitud de estos autovalores y la inspección visual del gráfico de sedimentación sugieren de nuevo una solución unifactorial. Los autovalores muestran un descenso marcado tras el primer componente y a continuación van disminuyendo paulatinamente sin ningún otro descenso importante. Los primeros nueve autovalores fueron: 6.66, 1.83, 1.80, 1.62, 1.43, 1.20, 1.16, 1.07 y 1.01.
A pesar de que la información del análisis factorial exploratorio, al tener en cuenta los valores propios de la solución resultante, serviría para concluir a favor de una estructura unidimensional de la versión colombiana del AMMSA, se procedió, tal y como se recomienda (Carretero-Dios & Pérez, 2007), a obtener estimaciones cuantitativas sobre el número de factores a retener. Así, en primer lugar se calculó el parallel test (Horn, 1965) usando el programa Factor (Lorenzo-Seva & Ferrando, 2006). Los resultados indicaron que el número de factores posibles con entidad empírica como para poder ser retenidos serían cuatro.
Para analizar la robustez de los factores aconsejados por el parallel test, se computaron los coefficientes de congruencia (Tucker, 1951) entre las soluciones de uno, dos, tres y cuatro factores obtenidas para ambos estudios. Los análisis de congruencia factorial mostraron que sólo la solución unifactorial obtuvo un valor superior al .95 recomendado como indicio de alta congruencia (valor de .98), mientras que los coefficientes para las soluciones de dos, tres y cuatro factores en ningún caso superaron un valor de .51.
Finalmente, se llevó a cabo un análisis factorial confirmatorio. Los cálculos fueron computados a través del Mplus 5.0 (Muthén & Muthén, 2004-2008), usando el Estimador Robusto de Máxima Verosimilitud (MLR). Se sometió a prueba un modelo constituido por una sola variable latente derivada a partir de todos los ítems de la escala. Los resultados obtenidos ponen de manifesto un ajuste del modelo aceptable (Chi-cuadrado = 1714, gl = 405; RMSEA = .08, NNFI = .91), apoyándose de nuevo la estructura unifactorial de la versión colombiana de la AMMSA.
Por último señalar que al igual que en el Estudio 1, el α de Cronbach para las puntuaciones obtenidas con los 30 ítems de la escala fue adecuado (α = .86), y semejante al obtenido en el Estudio 1 (α = .87).
Evidencias externas de validez
Como se esperaba, las puntuaciones en el AMMSA correlacionaron positiva y significativamente tanto con la atribución de culpabilidad de la víctima (r = .51, p <.001) como con la percepción de falsa resistencia por parte de la mujer a mantener contactos sexuales con su agresor (r = .46, p <.001), de tal forma que los participantes que aceptaron más el contenido de los mitos percibieron más responsabilidad y falsa resistencia de la víctima ante la agresión sexual sufrida. En relación a la responsabilidad atribuida al agresor, su correlación fue negativa con las puntuaciones en la escala AMMSA (r = -.24, p <.001), lo que muestra que una mayor aceptación de mitos en torno a la violación está asociada con una menor culpabilización del agresor.
]]> DiscusiónLos resultados encontrados en este segundo estudio, muestran nuevamente la estructura unifactorial de la versión colombiana de la escala AMMSA, así como una alta fiabilidad de las puntuaciones. De igual forma, se han obtenido nuevas evidencias externas de validez que servirían para respaldar las relaciones teóricas esperadas con las puntuaciones del AMMSA, y que previamente han sido constatadas por investigaciones donde ha sido usada la versión original del AMMSA.
Discusión general
Los resultados obtenidos con la versión colombiana de la escala AMMSA, indican que las puntuaciones obtenidas a través de éste en las muestras del presente estudio se caracterizan por su adecuada fiabilidad y validez.
En lo que concierne a las propiedades métricas de los ítems de la escala AMMSA, se han encontrado unos valores de la correlación ítem-total corregida superiores a .21 en todos los casos, siendo estos resultados similares a los hallados en la versión original y española de la escala (Gerget et al., 2007; Megías et al., 2011). Por otro lado, también se ha encontrado que la distribución de las puntuaciones de los participantes en la escala sigue una distribución simétrica y normal, solventándose de esta forma uno de los problemas planteados en otras medidas tradicionales de mitos sobre la violación (e.g. RMAS; Burt, 1980).
En cuanto a la estructura interna del instrumento, se han obtenido datos a través de procedimientos exploratorios y confirmatorios, que avalan la estructura unidimensional de las puntuaciones de la escala, siendo este resultado similar al de investigaciones previas (Gerger et al., 2007; Megías et al, 2011). La estimación cuantitativa mediante análisis paralelo mostró una solución configurada por un total de cuatro factores. No obstante los coefficientes de congruencia (Tucker, 1951) entre los resultados de ambas muestras, y el análisis factorial confirmatorio, apoyaron la estructura unifactorial de la escala. En definitiva, puede decirse que en Colombia, la escala AMMSA presenta, al igual que estudios previos llevados a cabo en otras culturas, una estructura unidimensional estable a lo largo de dos muestras independientes.
En relación a la fiabilidad (consistencia interna) de las puntuaciones de la AMMSA, el alpha de Cronbach se ha situado en torno a .87 en ambos estudios. Estos valores aún siendo algo más bajos que los encontrados en la versión original (α entre .91 y .95) (Gerger et al., 2007) y en la española (α = .91) (Megías et al., 2011), son adecuados. En cuanto a la obtención de evidencias externas de validez, las puntuaciones de los participantes en la escala AMMSA mostraron una correlación positiva y significativa con las puntuaciones tanto en la escala RMAS (Burt, 1980), la cual mide un constructo similar como es la aceptación de mitos sobre la violación, como con las subescalas SH y SB (Glick & Fiske, 1996), siendo mayor la correlación con el SH que con el SB, tal y como se predecía. Esta mayor correlación del SH con los mitos sobre la violación puede ser explicada, como ya han señalado trabajos previos (Gerger et al., 2007; Megías et al., 2011) porque el SH es definido como una actitud de prejuicio o conducta discriminatoria basada en la supuesta inferioridad o diferencia de las mujeres como grupo, mientras que el SB se refiere a actitudes sexistas dirigidas hacia las mujeres pero que, en este caso, tienen un tono afectivo positivo en el perceptor. Es decir, se considera a las mujeres de forma estereotipada y limitadas a ciertos roles y tiende a suscitar conductas típicamente categorizadas como prosociales (e.g. ayuda) o de búsqueda de intimidad (Glick & Fiske, 1996).
La validez externa de la escala AMMSA fue igualmente analizada haciendo uso de un escenario hipotético de interacción entre un chico y una chica en el que se narraba una agresión sexual. De forma paralela se recogieron las puntuaciones de los participantes en relación a la culpabilidad atribuida a la víctima, la responsabilidad del agresor y la percepción de "falsa resistencia" mostrada por la chica frente a los avances sexuales del chico. Como se había predicho, las mayores puntuaciones de los participantes en la escala AMMSA correlacionaron positivamente con el grado de culpabilidad y la falsa resistencia atribuida a la víctima, obteniéndose una correlación negativa en el caso de responsabilidad del agresor. Dichos resultados son similares a los encontrados tanto en la versión española (Megías et al., 2011) como en la original e inglesa (Gerger et al., 2007).
Finalmente, en cuanto a las limitaciones de los dos estudios presentados, pueden destacarse varias. En primer lugar, las muestras de ambos estudios están compuestas únicamente por estudiantes universitarios, lo cual imposibilita extender los resultados a población general, por lo que sería de utilidad llevar a cabo estudios que permitiesen analizar el funcionamiento de la escala con población general. Relacionado con este punto subrayar la pertinencia de seguir estudiando la estructura interna de la escala AMMSA a través de muestras de mayor tamaño y de procedencia diversa, pero bajo una óptica confirmatoria. Por último, y dado que en este trabajo se ha usado en todo momento una aproximación no experimental, obteniendo las correlaciones entre las variables seleccionadas para los estudios de validez externa, sería conveniente, a través de procedimientos experimentales, obtener nuevas evidencias sobre la validez externa de las puntuaciones del AMMSA.
En resumen, puede decirse que la versión colombiana del AMMSA posee unas propiedades psicométricas adecuadas de fiabilidad y validez, facilitándose de esta forma un instrumento que permite evaluar con unas garantías mínimas las creencias existentes sobre las agresiones sexuales. El contar con esta escala permitirá desarrollar futuras investigaciones que posibiliten un mayor conocimiento del funcionamiento de los mitos sobre las agresiones sexuales en poblaciones como la colombiana, donde la incidencia de este tipo de agresiones es tan elevada. Permitirá igualmente indagar en la presencia de falsas creencias existentes en torno a las agresiones sexuales presentes en esta población concreta, así como estudiar la posible relación entre la presencia de las mismas y las atribuciones de culpabilidad y/o responsabilidad sobre víctimas y agresores sexuales, relación previamente establecida en estudios anteriores (Eyssel & Bohner, 2011; Romero-Sánchez et al., 2012). Todo ello debe posibilitar el desarrollo de programas de prevención e intervención más eficaces dirigidos a modificar las actitudes en torno a la violencia sexual en población colombiana.
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