Introducción

La violencia contra las mujeres es un problema global de proporciones epidémicas con consecuencias nefastas para la salud y el bienestar de las mujeres. Según la Organización Mundial de la Salud (2021), la violencia infligida por un cónyuge o una pareja de sexo masculino es la forma más extendida de violencia contra las mujeres en todo el mundo: una de cada cinco mujeres de 15 años o más ha experimentado violencia física y/o sexual, y el 43% ha experimentado violencia psicológica de pareja. En España, el 46,4% de las mujeres de 16 a 24 años ha experimentado violencia psicológica de control en la pareja (DGVG, 2020). En este estudio, consideramos violencia de pareja como cualquier acto de violencia física, sexual, psicológica o económica que se produzca entre cónyuges o parejas actuales o anteriores, independientemente de que el agresor comparta o haya compartido la misma residencia que la víctima” (EIGE, 2023).

Los estudios sobre aceptación de mitos sobre la violencia contra la mujer en la pareja (IPVAW) se han convertido en un foco importante de investigación (García-Pérez & Rodríguez-López, 2021; Bernal-Baldenebro et al., 2019; Borrajo et al., 2015; Erdem & Sahin, 2017). Esto se debe a las consecuencias negativas que su aceptación tiene sobre las víctimas, aumentando su vulnerabilidad y desprotección (Lim et al., 2015; Marcos et al., 2024; Paz-Rodríguez et al., 2022), pero también a que aumenta la propensión de los hombres a perpetrar violencia contra las mujeres (Herrero et al., 2017; Martín-Fernández et al., 2018a).

Asumimos la definición de mitos de Peters (2008). Según este autor los mitos son “creencias estereotipadas sobre la violencia doméstica que generalmente son falsas pero que se mantienen amplia y persistentemente y que sirven para minimizar, negar o justificar la agresión contra las parejas íntimas” (p. 5). Considera tres aspectos constitutivos del concepto de “mitos”: (a) creencias falsas que son b) ampliamente compartidas y c) utilizadas para explicar y justificar acuerdos culturales existentes, identificando cuatro tipos de mitos: (a) culpar a la víctima basándose en características psicológicas; (b) culpar a la víctima por su comportamiento; (c) minimizar la gravedad y el impacto del abuso; y (d) exonerar al perpetrador. En su posterior revisión de los mitos sobre IPVAW en el contexto español, otras investigaciones (Bosch- Fiol & Ferrer -Pérez, 2012; Ferrer-Pérez et al., 2016) identifican mitos sobre: (a) culpabilización de la víctima; b) exoneración del agresor; c) minimización de la violencia; (d) marginación de la violencia; y además, avisa del surgimiento de nuevos mitos negacionistas sobre la violencia de género (Paz-Rodríguez et al., 2022). Su naturaleza sutil y encubierta los hace particularmente efectivos para cuestionar los recursos institucionales, reducir el apoyo a la víctima y proteger al agresor (Rebollo-Catalán et al., 2022; Lim et al., 2015; McCarry & Lombard, 2016).

Investigaciones anteriores no incluyen la “normalización de la violencia” como un tipo de falsa creencia que busca justificarla. Sin embargo, informes recientes (Del Moral, 2021; DeVault, 2019; Nardi -Rodríguez et al., 2017; Rodríguez et al., 2023) encuentran que adolescentes y jóvenes perciben como “normales” señales tempranas de alerta de violencia contra las mujeres y este encubrimiento permite que los perpetradores masculinos mantengan sus relaciones y su reputación social. Rodelli et al. (2022) definen la normalización de la violencia de género contra las mujeres como aquellas creencias y valores culturales que sustentan y justifican la perpetración de violencia de género presentándola como un componente normal de las relaciones entre hombres y mujeres. Algunas de estas creencias sostienen que un abusador puede ser un buen amigo (Sinko & Saint-Arnault, 2020) o un buen padre (Procentese, 2020). Según Bajo-Pérez (2020), esto ocurre por la prevalencia de violencia psicológica en parejas jóvenes incluyendo la aceptación social de conductas como la humillación, el control, el aislamiento social o los celos. Otras investigaciones encuentran que un tercio de los jóvenes normalizan la violencia de género en la pareja (Ballesteros et al., 2018; Del Moral et al., 2020).

La mayoría de las investigaciones sobre violencia contra las mujeres en la pareja estudian la relación con actitudes sexistas (Erdem & Sahin, 2017; Fernández-Antelo et al., 2020; Ferrer-Pérez et al., 2019), encontrando un vínculo más estrecho con el sexismo hostil (Dosil et al., 2020; Rodríguez-Castro et al., 2021), pero también con formas sutiles de sexismo asociadas al "paternalismo protector" (Fernández-Antelo et al., 2020; Rollero & De Picoli, 2020). El análisis de los mitos IPVAW no puede separarse del sexismo, precisamente porque una característica de este último es negar la discriminación que sufren las mujeres y cuestionar las medidas correctivas (Bosch-Fiol & Ferrer-Pérez, 2012; Connor et al., 2018).

Medidas anteriores de los mitos de IPVAW

Para detectar la aceptación de mitos sobre la violencia contra la mujer es fundamental disponer de medidas fiables y válidas sobre los mismos para la investigación y también para fines de intervención (Ferrer-Pérez et al., 2019; Martín-Fernández et al., 2018a). Se han publicado varios instrumentos en este ámbito logrando avances importantes. Sin embargo, detallamos a continuación consideraciones y limitaciones que justifican la validación de una medida actualizada de los mitos IPVAW.

Peters (2008) no proporciona información sobre los indicadores de bondad de ajuste del CFA, lo que imposibilita discutir su estructura de cuatro factores. Además, las diferencias que encontró en la estructura factorial según el género ponen en duda su medida. Megías et al. (2018) desarrollan y validan una escala con muestras de adultos de España y EE. UU. La confirmación de una estructura de un solo factor plantea dudas sobre la sensibilidad de esta escala para medir la aceptación de diferentes tipologías de mitos IPVAW. Por su parte, Martín-Fernández et al., (2018b) desarrollan un instrumento unidimensional para evaluar las actitudes de culpabilizar a las víctimas en casos de violencia contra la mujer y lo validan en muestra de adultos españoles. Sin embargo, sólo fue sensible para detectar actitudes en niveles medios y altos de culpabilización. Recientemente, se ha revalidado el Inventario de Pensamientos Distorsionados sobre las Mujeres y el Uso de la Violencia (IPDMUV) (Echeburúa y Fernández-Montalvo, 1998) para evaluar roles de inferioridad de género de las mujeres y la legitimación de la violencia en los agresores (Echeburúa et al. , 2016; Ferrer -Pérez et al., 2019), midiendo: (a) inferioridad de las mujeres; (b) culpabilización de las mujeres víctimas del abuso, (c) la violencia como estrategia en la resolución de problemas, (d) minimización de la IPVAW como problema y (e) exoneración del abusador. El modelo solo contiene dos dimensiones que evalúan creencias sobre IPVAW.

A pesar de los avances logrados en medición de la aceptación de mitos IPVAW, defendemos la necesidad de una nueva escala por los siguientes motivos: 1) Se necesita una escala para evaluar la aceptación de mitos IPVAW que incluya la normalización de la violencia; ninguno de los instrumentos anteriores incluye esta dimensión. 2) Exceptuando el IPDMUV de Echeburúa y Fernández-Montalvo (1998), los instrumentos previos asumen una escala de respuesta tipo Likert según el grado de acuerdo. Pero la perspectiva de Gerger et al. (2007) considera un mito como una creencia "errónea" en un sentido ético (p. 423), lo que nos lleva a repensar la escala de respuesta desde completamente errónea a completamente cierta. 3) A diferencia de investigaciones anteriores, nuestro estudio se centra en jóvenes universitarios de primer curso para que la escala pueda aplicarse con fines de intervención en estos grupos. Las universidades consideran hoy el concepto de “diligencia debida” en todos los ámbitos profesionales vinculados a la IPVAW (Mena-Rodríguez et al., 2024). Un salto paradigmático integral para la prevención de la violencia institucional (Espinoza, 2019; Peral-López, 2020) provocada por una deficiente e inadecuada praxis profesional debido a sesgos de género (Jiménez García-Bóveda et al., 2021; Paz-Rodríguez et al., 2022). Errores profesionales por “ceguera de género” que constituyen un compromiso asumido institucionalmente, como indica el recorrido de las universidades hacia un curriculum sensible al género para formar a profesionales en competencias ante la IPVAW (Rebollo-Catalán & García-Pérez, 2023).

En este contexto, nuestro objetivo principal es desarrollar una escala de aceptación de mitos de violencia contra las mujeres en la pareja (MIPVAW), que incluya la dimensión normalización de la violencia, evaluando las propiedades psicométricas de las medidas obtenidas con la escala y estudiando la relación con el sexismo ambivalente.

Método

Participantes

El estudio se realiza en una universidad pública de gran tamaño del sur de España, con una población de nuevo ingreso en grado cada curso mayor de 11000 estudiantes. Para la selección de la muestra aplicamos un muestreo aleatorio estratificado proporcional por conglomerados, donde el estrato lo determina la rama o ámbito de los estudios y el conglomerado el aula. Se recogen datos en un total de 33 aulas procedentes de 18 titulaciones universitarias. La muestra está formada por 1500 estudiantes de 18 a 24 años (M = 18.9; SD = 1.38), siendo un 56% mujeres. La muestra se distribuye de la siguiente forma: 18.6% Ciencias de la Salud, 47.4% Ciencias Sociales y Jurídicas, 16.9% Ciencias Naturales y Matemáticas, y 17.1% Ingenierías. Todo el alumnado participante cursa segundo semestre de primer curso de su titulación.

Este tamaño muestral permite trabajar con un error muestral de ±3% para un 95.5% de nivel de confianza. Se excluyen los participantes con más de un 20% de datos perdidos (20 participantes). La cantidad de datos perdidos para la escala MIPVAW fue mínima (69 perdidos para un conjunto de 22588 datos) y tiene un carácter aleatorio como muestra la prueba Little’s MCAR, χ²(234) = 217.92, p = .767. Por tanto, no aplicamos ningún reemplazo de datos (AERA et al., 2014; Cuesta et al., 2013).

Instrumentos

Se utilizan dos escalas de medida, MIPVAW como objeto de estudio y ASI como criterio de medida establecido en el campo científico relativo a la mentalidad sexista:

MIPVAW: Myths about Intimate Partner Violence Against Women (Mitos IPVAW) (basada en Bosch-Fiol & Ferrer-Pérez, 2012; Peters, 2008). Esta escala es un instrumento de autoinforme diseñado para evaluar la aceptación de un conjunto de declaraciones que reflejan ideas erróneas (mitos) sobre la violencia en las relaciones de pareja (apéndice 1). Consta de 15 ítems de tipo Likert (1 = completamente falso; 2 = falso; 3 = ni falso ni verdadero; 4 = verdadero; 5 = completamente verdadero). Esta escala incluye ítems acerca de mitos de: (a) Minimización de la Violencia - expresando ideas que minimizan la gravedad de la IPVAW e incluso niegan su existencia, cuestionando las políticas institucionales de apoyo a las víctimas -; (b) Culpabilización de la víctima – manifestando ideas que responsabilizan a las mujeres por lo que les sucede, trasladando la culpa del agresor hacia la víctima (c) Exoneración del Perpetrador – enfatizando ideas sobre la existencia de factores personales “justificantes”, asociados a que un hombre agreda a su pareja, y con ello, desculpabilizarlo de la violencia; y, (d) Normalización de la Violencia – mitos que expresan ideas de normalidad sobre que un hombre que abusa de su pareja pueda ser un buen amigo, un buen compañero de trabajo o un buen padre. Las propiedades métricas se presentan en los resultados del estudio.

ASI: The Ambivalent Sexism Inventory (Sexismo Ambivalente) (Glick & Fiske; 1996; en la versión española de Expósito, Moya & Glick, 1998) evalúa dos dimensiones: sexismo hostil y sexismo benévolo, con 11 ítems para cada subescala. Todos los ítems se responden en una escala Likert de 5 puntos, que van de 1 (totalmente en desacuerdo) a 5 (totalmente de acuerdo), puntuaciones más altas reflejan niveles más altos de sexismo. La versión española de Expósito, Moya & Glick (1998) mostró buenas propiedades psicométricas en este estudio, con un coeficiente alfa de Cronbach de .89 para sexismo hostil, .86 para sexismo benévolo y .90 para el conjunto de la escala de sexismo ambivalente.

Procedimiento

Este estudio fue aprobado por el Comité de Ética de la Universidad de Sevilla (0339-N-17) con antelación al inicio de los trabajos de recogida de datos. Concertamos citas con el profesorado que imparte docencia en las aulas seleccionadas en el proceso de muestreo y aplicamos el cuestionario de forma colectiva a todos los alumnos que asistían a clase ese día. El alumnado ofrece su consentimiento informado para la participación voluntaria, anónima y sin compensación de ningún tipo. Después, administramos los cuestionarios en formato papel, recogiéndose en el mismo acto.

Análisis de datos

Comenzamos con un proceso de depuración de ítems, utilizando los siguientes criterios psicométricos para su eliminación: a) índices de discriminación por debajo de .30; b) cargas factoriales por debajo de .30; y, c) cargas de factores cruzados por encima de .30. Además, siguiendo las recomendaciones de Lloret-Segura et al. (2014), eliminamos algunos elementos redundantes debido a su contenido.

La muestra se ha dividido en dos mitades al azar; la primera submuestra (n_1/2), comprende 750 estudiantes (424 femeninas y 326 masculinos), se usa para desarrollar el análisis factorial exploratorio (EFA). La segunda submuestra (n_2/2), compuesta de 750 estudiantes (416 femeninas and 334 masculinos), se utiliza para desarrollar el análisis factorial confirmatorio (CFA). Para el proceso de validación cruzada, con la primera mitad muestral realizamos varios análisis factoriales exploratorios (EFA), comenzando por aproximaciones con el método de máxima verosimilitud (ML) con rotación Oblimin (Delta = 0), desvelando una estructura de 4 factores con bajas intercorrelaciones que, finalmente, queda mejor explicada con el método de componentes principales (PC) con Rotación Varimax. La coincidencia del resultado tetrafactorial obtenido con diversos métodos ofrece más confianza para determinar la estructura factorial de la escala MIPVAW. La idoneidad de los datos para el análisis factorial se evalúa mediante la prueba de esfericidad de Bartlett y las medidas de adecuación muestral de Kaiser-Meyer-Olkin (Tabachnick & Fidell, 2007). Se utiliza el coeficiente de congruencia de Tucker como índice de equivalencia factorial por género, indicando buena congruencia factorial para valores por encima de .94 (Lorenzo-Seva & Ten-Berge, 2006).

Utilizamos la segunda mitad muestral para aplicar el análisis factorial confirmatorio (CFA) usando la estimación de máxima verosimilitud para examinar el ajuste del modelo de cuatro factores a nuestros datos. Siguiendo las recomendaciones de Hu & Bentler (1999), la bondad de ajuste del modelo es valorada mediante el índice de Tucker-Lewis (TLI), el índice de ajuste comparativo (CFI) con valores de .95 o superior reflejando una buena bondad de ajuste; el error cuadrático medio de aproximación (RMSEA) y la raíz media cuadrática residual estandarizada (SRMR) con valores inferiores a .06 también indican un ajuste aceptable. También calculamos el índice de Satorra-Bentler χ² (ratio S-Bχ²/df menor que 3 indica ajuste) (Kline, 2016). Además, aplicamos el modelo con los datos desagregados por género; y, finalmente, valoramos la invarianza estructural del modelo CFA (configural, métrica y escalar) aplicando MG-CFA (multigrupo) con AMOS₂₆ según las dos mitades al azar y por género.

Analizamos la capacidad de discriminación y propiedades psicométricas básicas de los ítems (media, desviación estándar, asimetría, curtosis e índice de discriminación). También se calculan el coeficiente alfa de Cronbach y el coeficiente omega de McDonald para estimar la fiabilidad. Además, siguiendo las recomendaciones de Elosua y Zumbo (2008), calculamos el coeficiente alfa de Cronbach aplicando escalamiento óptimo no líneal (CATPCA). Finalmente, se estudia la validez de las puntuaciones de la escala MIPVAW basada en la relación con un criterio habitual del campo de estudio - sexismo hostil (HS), sexismo benévolo (BS) y sexismo ambivalente (ASI) - usando el coeficiente Rho de Spearman. Utilizamos los programas de análisis SPSS₂₆, AMOS₂₆ y R_{(JAMOVI 2.3.17)}.

Resultados

Desarrollo de la escala MIPVAW

La escala MIPVAW se elabora siguiendo las pautas internacionales para la construcción y validación de pruebas (AERA et al., 2014).

Con base en la definición y clasificación de los mitos de IPVAW antes mencionada, generamos un conjunto representativo de ítems, teniendo en cuenta que se esperaba un instrumento breve. La validez de contenido se asegura mediante la revisión de escalas anteriores con temas similares, así como creencias erróneas presentes en las narrativas de adolescentes y jóvenes (Lim et al., 2015; McCarry & Lombard, 2016).

Además, un equipo de 10 expertos evalúa el grado de representatividad de los ítems respecto al constructo y si se entendían claramente. La versión resultante de 27 ítems se administró a la muestra total del estudio (n = 1500), aplicando análisis sobre esta escala hasta reducirla a la versión final de 15 ítems. Para esta reducción, aplicamos las recomendaciones de Ferrando y Lorenzo-Seva (2014). Primero, llevando a cabo un EFA usando el método de extracción de máxima verosimilitud con rotación oblimin (delta = 0), encontrando cuatro factores que explican el 34.4% de la varianza. El índice KMO es igual a .89 y el test de esfericidad de Bartlett es estadísticamente significativo, χ²(351) = 10117.48, p < .001. La distribución de los ítems en los factores parece adecuada en general, pero con margen de mejora, encontrando cinco ítems con cargas cruzadas superiores a .30 que fueron eliminados. También se eliminan 3 ítems por contenido redundante. Después, llevamos a cabo un segundo EFA, usando extracción de máxima verosimilitud con rotación varimax con los 19 ítems restantes, que también mostró la misma estructura de cuatro factores con una buena adecuación muestral (KMO = .83) y la prueba de esfericidad de Bartlett es estadísticamente significativa, χ²(171) = 5059.7, p < .001. Se descartaron cuatro ítems debido a cargas factoriales inferiores a .30. La versión final de la escala MIPVAW consta de 15 ítems (Tabla 1). Con ella realizamos la validación cruzada (mitades al azar: n_1/2/n_2/2).

Tabla 1

Escala MIPVAW: Mitos acerca de la violencia contra las mujeres en las relaciones de pareja

NOTA: Escala tipo likert de 5 puntos: 1 (completamente falso); 2 (falso); 3 (ni verdadero no falso); 4 (verdadero); 5 (completamente verdadero). Subescalas: MV (Minimización de la Violencia), CV (Culpabilización de la Víctima), EP (Exoneración del Perpetrador) y NV (Normalización de la Violencia).

Análisis Factorial Exploratorio (EFA)

El análisis factorial exploratorio, usando el método de Componentes Principales con rotación varimax, arroja un valor de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) de .81, y se rechaza la hipótesis de esfericidad con la prueba de Bartlett, χ²(105) = 3809.64, p < .001.

El examen de los valores propios y del gráfico de sedimentación indica que una solución de cuatro factores es la que mejor se ajusta a los datos, explicando el 51,5 % de la varianza -15,2 % Factor 1(MV); 12,4 % Factor 2(CV); 12 % Factor 3 (EP); y, 11,8 % Factor 4(NV)-. Dichos factores mostraron valores propios mayores que 1 y las cargas de cada ítem a su factor correspondiente fueron superiores a .50 (Tabla 2).

Esta solución de 4 factores varía muy poco cuando se compara por género, aplicando AFE (PC-Varimax) a los datos desagregados, como indicador calculamos los Coeficientes de Congruencia de Tucker y obtenemos valores entre .96 y .98, presentando una buena equivalencia factorial entre ambos grupos.

Análisis Factorial Confirmatorio (CFA)

El CFA revela que la solución de 4 factores se ajusta adecuadamente a los datos, χ² (79) = 99.3, S-Bχ²/df = 1.26; p = .06, CFI = .99, TLI = .99, SRMR = .026, RMSEA = .018, 90% CI [.00, .029] (Figura 1). Las cargas para los ítems en sus correspondientes factores se sitúan por encima de .30 y todas son estadísticamente significativas.

Figura 1.
Cargas factoriales en el CFA (n2/2 = 750)

La inspección post-hoc de los índices de modificación sugiere permitir que las varianzas de error entre cinco pares de elementos covaríen para lograr un aumento significativo del ajuste del modelo. Por ello, permitimos que las residuales correlacionaran entre los ítems #4 y #2 en el factor Culpabilización de la Víctima, entre los ítems #3 y #15 y también entre los ítems #15 y #1 en el factor Exoneración del Perpetrador, entre los ítems #12 y #11 y también entre los ítems #11 y #10 en el factor de Normalización de la Violencia. Estos ítems están más estrechamente inter-relacionados entre sí que con los demás ítems dentro de sus factores. Como ocurre dentro del factor y no entre factores, estimar una correlación entre cada uno de estos pares de residuos no altera el significado o la interpretación del modelo estructural.

La aplicación del modelo a los datos desagregados por género resulta un indicio inicial de invarianza configural según el género. Los índices de bondad de ajuste se revelaron adecuados y similares para los modelos especificados individualmente para participantes femeninos y masculinos (Tabla 3).

No obstante, además de esta aproximación “básica”, cabe una comprobación más exigente de la invarianza estructural del modelo por género, pero también e inicialmente, en función de las dos mitades al azar, para tener una panorámica más certera de las invarianzas configural, métrica, escalar y residual, en función de ambos criterios de agrupamiento.

Invarianza Estructural

Aplicamos MG-CFA con AMOS₂₆. Consideramos dos objetivos en base a los resultados que informan, respectivamente, de las propiedades métricas comparadas y la estabilidad del modelo de medición con MIPVAW: 1) confirmar la consistencia y estabilidad de la invarianza estructural (en condiciones de restricción débil, fuerte y estricta); y, 2) valorar los niveles de invarianza estructural en función del género.

Primero, confirmamos que la invarianza estructural se cumple y es consistente, lo que se realiza comparando las dos mitades muestrales al azar (n_1/2 = 750/ n_2/2 = 750) para valorar las hipótesis de invarianza configural, métrica, escalar y residual.

Segundo, valoramos igualmente las hipótesis de invarianza para los cuatro modelos, pero comparando las muestras de alumnado femenino y masculino (n_f = 840 / n_m = 660), lo que sirve para evaluar el posible uso de esta escala de medida según el género y las posibilidades de interpretación.

También presentamos los resultados más indicativos de los modelos de CFA multigrupo (χ² (df), CFI y RMSEA (90% CI) y SRMR, tanto del Modelo Base como de los modelos de invarianza (M1-Configural, M2-Métrica, M3-Escalar y M4-Residual).

Como es habitual, atendemos a las diferencias significativas de Chi-cuadrado (Δχ²), pero como este indicador es sensible al tamaño muestral, se valoran también las diferencias en otros indicadores (Putnick & Bornstein, 2016), considerando las recomendaciones de Chen (2007): ΔCFI (≤ .010), ΔRMSEA (≤ .015) y ΔSRMR, respectivamente, (≤ .030 métrica/.015 escalar)

La progresiva evaluación de la invarianza (MG-CFA) parte desde la aplicación del modelo base multigrupo sin restricciones (ni ajustes post-hoc) hacia su restricción sucesiva de invarianza en el patrón de cargas factoriales (configural), invarianza de las correlaciones inter-factoriales (métrica), invarianza en los interceptos (escalar) e invarianza de los coeficientes de error (residual).

Como muestra la tabla 4, que resume la comparación multigrupo de las mitades al azar, se acepta la hipótesis de invarianza fuerte al no descartar la hipótesis en ninguno de los 3 primeros modelos. ΔCFI = .014 en el modelo 4 sugiere un deterioro estadístico del modelo, la hipótesis de invarianza en los residuos no es aceptable.

Finalmente, se ha valorado la invarianza estructural del modelo de medida como débil según género (femenino/masculino) del alumnado universitario (tabla 5). Los resultados indican que MIPVAW no es completamente invariante entre los géneros, aunque se mantiene la hipótesis de invarianza configural, hay que cuestionar la invarianza métrica por deterioro del modelo; y, sin duda, rechazar completamente por indefinición del modelo la invarianza escalar y residual entre los géneros masculinos y femeninos. Lo que se debe tener en cuenta incorporando la segregación de datos para ambos grupos.

Estadísticos Descriptivos

Los estadísticos descriptivos de los ítems de la escala MIPVAW se presentan en la Tabla 6. Todos los valores de asimetría y curtosis para los ítems tienen un rango aceptable, excepto en el ítem 3, que decidimos mantener para preservar la validez de contenido por representar un mito que está muy extendido en el discurso social.

Fiabilidad

El coeficiente alpha de Cronbach para el conjunto de la escala MIPVAW es α = .74, con un coeficiente omega de McDonald, ω = .77. Después de aplicar un modelo de escalamiento óptimo para datos ordinales (CATPCA), la fiabilidad para la escala total asciende a α =.94 (α = .94 para hombres; α = .93 para mujeres). El coeficiente para la dimensión Minimización de la Violencia es α = .71, para la dimensión Culpabilización de la Víctima es α = .64, para la dimensión Exoneración del Perpetrador es α =.61 y para la dimensión Normalización de la Violencia α = .60. Estos valores por encima de .60 y hasta .70 son aceptables según el estándar científico (Lloret-Segura et al., 2014).

Evidencias de validez basada en la relación con la variable ASI

Las puntuaciones de MIPVAW correlacionan positiva y significativamente con el sexismo ambivalente (rho = .64; p < .01), sexismo hostil (rho = .68; p < .01) y sexismo benevolente (rho = .46; p < .01) (Tabla 7).

Todas las dimensiones de MIPVAW muestran coeficientes de correlación más altos con el sexismo hostil, excepto con la dimensión Exoneración del Perpetrador, que correlaciona más fuertemente con el sexismo benevolente (rho = .37). La Minimización de la Violencia revela una asociación entre moderada y elevada con el sexismo benevolente (rho = .40) y el sexismo hostil (rho = .73).

Discusión

La meta del estudio fue desarrollar una nueva escala de medida MIPVAW, incluyendo la normalización de la violencia. Aunque otros autores (Echeburúa & Montalvo, 1998; Martin-Fernández et al., 2018b; Megías et al., 2018; Peters, 2008) avanzaron significativamente en este campo, creemos que esta nueva medida es capaz de superar algunas de las limitaciones inherentes a las anteriores.

Algunas medidas anteriores, se presentan modelizadas (CFA) como medidas unifactoriales pero nuestro estudio sugiere que la escala MIPVAW es sensible para medir el nivel de aceptación de la variedad de mitos de IPVAW al confirmar una estructura de cuatro factores, incluida la minimización de la violencia, la culpabilización de la víctima, la exoneración del perpetrador y la normalización de la violencia. Si bien este último factor no se consideraba en escalas anteriores, en la actualidad es muy visible en España, especialmente entre los adolescentes y jóvenes (Bajo-Pérez, 2020; Ballesteros et al., 2018; Del Moral et al., 2020). La revisión y actualización del mapa de mitos sobre la violencia de género en España (Bosh-Fiol & Ferrer-Pérez, 2012; Ferrer-Pérez et al., 2016; Paz-Rodríguez et al., 2022) apuntaba a la aparición de mitos negacionistas que pretenden normalizar la violencia y cuestionar las políticas y servicios de atención a las víctimas. Nuestros resultados confirman una estructura factorial que incluye esta cuarta dimensión, haciendo que nuestra escala sea sensible para detectar el grado de aceptación de estas creencias basadas en la normalización de la violencia. Los resultados del análisis factorial confirmatorio también brindan evidencia adicional importante de validez basada tanto en la estructura interna como en el contenido de los ítems. Los valores óptimos de equivalencia factorial e invariancia configural por género obtenidos con esta nueva medida MIPVAW también suponen un logro respecto a medidas anteriores en las que no se conseguía esta equivalencia (Peters, 2008).

El estudio de confiabilidad de las puntuaciones MIPVAW mostró muy buena consistencia interna en la escala global y valores aceptables en sus cuatro dimensiones. En relación a la evidencia de validez basada en la relación con el sexismo, los puntajes de la escala global MIPVAW se correlacionaron positivamente con el sexismo, siendo más fuertes con el sexismo hostil, lo cual fue consistente con resultados de investigaciones previas (Dosil et al., 2020; Rodríguez-Castro et al., 2021). Las dimensiones de la escala MIPVAW mostraron coeficientes de correlación moderados con el sexismo, excepto la dimensión minimización de la violencia que mostró una fuerte asociación con el sexismo hostil. La exoneración del perpetrador se asoció más con el sexismo benévolo que con el sexismo hostil, lo que revela la necesidad de una mayor exploración de la relación entre el sexismo benévolo y la justificación de la IPVAW (Fernández-Antelo et al., 2020; Rollero & De Picoli, 2020).

Limitaciones y prospectiva de la investigación

El presente estudio tiene ciertas limitaciones que es necesario abordar. En primer lugar, los estudiantes proceden de una sola región del sur de España. En segundo lugar, los resultados se basaron únicamente en autoinformes, esperamos a futuro vincularlo en estudios mixtos feministas que contemplen con mayor profundidad la naturaleza del pensamiento distorsionado por estos mitos. Además, aunque los valores de confiabilidad de las subdimensiones del MIPVAW fueron aceptables, deben tomarse con cautela hasta que se realicen más estudios de replicación para probar su confiabilidad en otras muestras.

Implicaciones para la práctica

La escala MIPVAW trae consigo algunas implicaciones para la práctica. Si bien existen otras escalas para medir la aceptación de los mitos sobre la violencia de pareja contra las mujeres, esta escala incluye la normalización de la violencia, que está ganando terreno rápidamente en el discurso de jóvenes y adolescentes (Bajo-Pérez, 2020; Del Moral, 2021; Nardi-Rodríguez et al., 2017; Rodríguez et al., 2023).

Nuestro estudio, por tanto, contribuye a este campo con una medida basada en la evidencia que puede ser de gran utilidad. La normalización de la violencia permite a los perpetradores mantener sus amistades y reputación social, al tiempo que reduce el apoyo social de las víctimas y aumenta su vulnerabilidad (Rebollo-Catalán et al., 2022; Donoso-Vázquez, 2021). El conocimiento que se pueda obtener con esta escala sobre la normalización de la violencia es útil para elaborar pautas para diseñar e implementar intervenciones basadas en evidencia para contrarrestar la violencia de género. Como ha señalado la Comisión Europea (2020), una prevención eficaz de la violencia pasa por educar desde edades tempranas sobre la igualdad de género y apoyar el desarrollo de relaciones no violentas.

La escala MIPVAW puede ser una herramienta útil a efectos de intervención, ya que es capaz de determinar el grado de aceptación de diferentes tipos de mitos de cara a la intervención con jóvenes y adolescentes. Con este conocimiento, profesionales tales como terapeutas, mediadores, docentes, juristas y legisladores podrían obtener información sobre creencias erróneas sobre la IPVAW. Así podrían establecer programas de intervención más adecuados, y mejorar protocolos y estrategias para prevenir y combatir la violencia de género.

Conclusiones

El presente estudio proporciona evidencias que respaldan la validez, confiabilidad e invariancia estructural de un modelo de cuatro factores para medir la aceptación de mitos sobre la violencia contra las mujeres en la pareja. En resumen, la escala MIPVAW (15 ítems) se muestra válida y fiable como instrumento para futuras investigaciones. Se debe considerar la desagregación de datos por género, lo que es habitual en este campo de estudio. Dada la naturaleza continua del proceso de validación de instrumentos psicométricos, los estudios futuros deben probar si la estabilidad del modelo de cuatro factores obtenido en este estudio se mantiene con muestras de otras culturas, contextos y regiones.

Agradecimientos

Queremos agradecer al profesorado que ha colaborado facilitando desinteresadamente el acceso a sus aulas y permitiendo encuestar a su alumnado y, por supuesto, al alumnado universitario participante que, con sus respuestas honestas y sinceras, ha hecho posible que este estudio se desarrolle.

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Notas de autor

rafaelgarcia@us.es

Enlace alternativo

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