Spanish (pdf)
Article in xml format
Article references
Automatic translation
Send this article by e-mail
Cited by SciELO 
Cited by Google 
Similars in
SciELO 
Similars in Google 
Permalink
Introducción
La violencia constituye un serio problema social vinculado a todos los sectores de una sociedad y a sus diferentes poblaciones, independiente de la cultura, el sexo y la edad (Madrona-Bonastre et al., 2023). En particular, la violencia sexual es la configuración más grave de violencia contra la mujer (Campla et al., 2019), de modo que es muy serio el delito de violación, ya que genera un gran daño en la vida de la víctima (Schou-Bredal, 2022). Según la Organización Panamericana de la Salud (OPS, s. f.), la violencia se define como "el uso deliberado de la fuerza física o el poder ya sea en grado de amenaza o se haga efectivo, contra uno mismo, otra persona o un grupo o comunidad, que cause o tenga muchas probabilidades de causar lesiones, muerte, daños psicológicos, trastornos del desarrollo o privaciones". Las estadísticas indican que, en todo el mundo, aproximadamente una de cada tres mujeres (35 %) ha experimentado la violencia física o sexual dentro o fuera de la relación de pareja (Organización Mundial de la Salud (OMS), 2020). En la población universitaria, la agresión sexual en mujeres está presente en promedios más altos en comparación con la agresión hacia los varones (Muñoz-Galiano, 2024).
En consideración a que las causas de la violencia sexual se originan debido a la variedad de las diferentes creencias perjudiciales, mitos falsos y estereotipos (Burt, 1980) que las personas al interactuar entre ellas traen como consecuencia de actitudes que normalizan la cultura de la violación (Torre-Laso, 2020), la violencia sexual está relacionada con las actitudes sociales y creencias reafirmadas culturalmente (Campla et al., 2019) dañando seriamente a las víctimas y absolviendo de la sanción legal a los agresores, los cuales minimizan o justifican estos actos de violencia por medio de mitos sobre las agresiones sexuales, como el contexto en el que tuvo lugar la agresión, el consumo de alcohol, de drogas, la vestimenta y la autoría (Logan et al., 2015), estas creencias son denominadas rape myths, o mitos de la violación (Burt, 1980). Las investigaciones sugieren que, a mayor aceptación de mitos de violación, mayor es la atribución de responsabilidad asignada a la víctima y menor es la culpa atribuida al agresor (Murray y Calderón, 2021).
Las actitudes prejuiciosas y los comportamientos discriminatorios alimentan el sexismo hostil. Entendemos por sexismo aquella actitud por la cual las personas se conducen en función del sexo biológico, en perjuicio hacia el sexo femenino (Bonilla-Algovia, 2021; Carretero Bermejo y Nolasco Hernández, 2019). Existe un sexismo ambivalente, que es una construcción multidimensional que incluye actitudes hostiles e indulgentes; este último promueve los roles de género tradicionales, y así conserva la estructura social patriarcal (Lopez-Saez et al., 2019; Rodríguez del Pino y Jabbaz 2022). Además, este sexismo benévolo idealiza a las mujeres frente a valores como el respeto, a la maternidad y la protección, promoviendo una actitud aparentemente positiva, pero en realidad es negativa, ya que sirve para controlarlas y ubicarlas en una escala inferior frente al varón (Janos y Espinosa 2018).
Estas actitudes son la base para los mitos sobre la violación, es decir, son una variedad de conceptos que apoyan las creencias erróneas sobre las víctimas y los perpetradores de violaciones (Fakunmoju et al., 2021), presentando diferente funcionalidad según el tipo de población y contexto en que se dan los mitos de agresión sexual (Campla et al., 2019). Estas actitudes se convierten en factores de riesgo para promover conductas violentas y sexismo (Muñoz-Ponce et al., 2020).
Gerger et al. (2007) definieron los mitos de la agresión sexual como creencias descriptivas o prescriptivas sobre la agresión sexual, es decir, sobre su alcance, causas, contexto y consecuencias que sirven para negar, minimizar o justificar el comportamiento sexualmente agresivo. Jaffe et al. (2021) encontraron que las mujeres víctimas son doblegadas sexualmente por medio de comentarios o relaciones sexuales forzadas. El problema del acoso sexual tiene sus raíces en actitudes patriarcales y misóginas (Ghazal y Akbar, 2024). Estos mitos influyen en la forma en que se abordan y se manejan las situaciones de abuso (Kazmi et al., 2023); por eso, siempre se han cuestionado las actitudes del abusador frente a las víctimas (Leverick, 2020).
Burt (1980) menciona que esta ideología en la cultura occidental forma parte de la cognición de los violadores, quienes sostienen la creencia de que las mujeres "piden que las violen", y las acusaciones que estas realizan son coartadas de los deseos sexuales, lo cual se denomina "neutralizadores" o "liberadores" psicológicos, lo que posibilita que este acto no tenga consecuencias para el agresor. Leverick (2020) identifica mitos de la violación como creencias ilegitimas y prejuiciosas sobre la violación y las víctimas, que se resumen en cuatro ideas importantes: las creencias o mitos que culpan a la víctima, las creencias que ponen en duda las acusaciones de la víctima, las creencias que justifican al acusado y los mitos o creencias sobre cómo es la violación real.
Las consecuencias son graves para la víctima de violencia sexual (Bernal-Baldenebro, 2019), las cuales incluyen muerte por homicidio o suicidio, lesiones físicas, embarazos no deseados, complicaciones durante este, abortos involuntarios, partos prematuros, además de aumentar el riesgo de infecciones de transmisión sexual, como el VIH, también problemas de salud mental, como depresión, estrés postraumático y trastornos de ansiedad (OMS, 2021).
El abuso sexual se vio incrementado significativamente en situaciones de aislamiento, como se dio en la pandemia de covid-19 (Peterman et al., 2020), y si se acompaña de hacinamiento, la violencia sexual aumenta (Subia-Arellano et al., 2020) y no está exenta de otras pandemias, como el ébola, el zika y el Nipah (Davies et al., 2016); por el contrario, la violencia de género se ha intensificado. Las restricciones de movilidad a nivel mundial dejaron a mujeres limitadas de escapar de sus victimarios, sin recurrir a redes de apoyo y muy limitadas del contacto social (Alon et al., 2020). En el Perú, los Centros de Emergencia Mujer (CEM) durante la pandemia de COVID-19 desde enero de 2020 hasta diciembre de 2022 atendieron 432 494 casos de violencia, siendo en 2021 el mayor número de casos atendidos con 163 797 llamadas de emergencia (Ministerio de la Mujer y Poblaciones Vulnerables, 2024). De enero a diciembre de 2022, se han atendido 27 362 casos de violencia sexual, de los cuales 25 909 (94.7 %) corresponden a mujeres. Son varios los factores que contribuyeron al aumento de la violencia de género en la pandemia, por ejemplo, el distanciamiento social, la ausencia de falta de apoyo social, las limitaciones económicas, el desempleo, el abuso de alcohol, la brecha digital, entre otros factores (Ostadtaghizadeh et al., 2023).
El Perú se encontraría en el tercer lugar a nivel mundial en incidencia de violencia sexual, ubicado solo después de Bangladés y Etiopia (Rodriguez Narváez, 2022). Por medio del Ministerio de la Mujer y Poblaciones Vulnerables (2020), se abordan 16 modalidades de violencia hacia las mujeres en circunstancias como violencia económica, acoso político, esterilizaciones forzadas, violencia obstétrica, trata de personas, violencia a través de medios de información, hostigamiento sexual y violencia durante conflictos sociales, entre otras formas de violencia tipificadas en la Ley n° 30364, ley para prevenir, sancionar y erradicar la violencia contra las mujeres y los integrantes del grupo familiar (Observatorio Nacional de la Violencia contra las Mujeres y los Integrantes del Grupo Familiar, Violencia contra la Mujer, 2016). En el informe de la Defensoría del Pueblo (2022), se destaca que durante ese año se registraron 5381 alertas de mujeres desaparecidas; además, se reportaron 137 feminicidios, de los cuales 51 fueron muertes violentas, 111 fueron intentos de feminicidio y 22 de las víctimas habían sido previamente reportadas como desaparecidas. En 2023, según El Peruano ("Frenar la violencia de género", 2023), se registraron 58 feminicidios y 42 800 casos de violencia contra la mujer a nivel nacional.
Entonces, en la base de la agresión sexual, se identifica que a través de los mitos se permiten las agresiones de género; este es el fundamento para que Gerger et al. (2007) crearan la escala Acceptance of modern myths about sexual agression (AMMSA), o escala de aceptación de los mitos modernos sobre la agresión sexual, que mide la aceptación de los mitos de la agresión sexual, excluyendo la palabra violación, con la intención de que los ítems tengan más sutileza sobre los mitos en el momento de la evaluación. La escala AMMSA mantiene los mitos de violación clásica que se ven en la escala de aceptación del mito de la violación de Illinois (Illinois Rape Myth Acceptance Scale Short (IRMAS)), pero que busca modernizar el lenguaje al utilizar expresiones sutiles en relación con las agresiones sexuales. Por ejemplo, la sexualidad masculina es como una olla a presión (cuando la presión es elevada, tiene que soltar vapor) (Campla et al., 2019; Gerger et al., 2007).
La AMMSA original consta de 30 ítems en su versión completa y 23 ítems en su versión breve, los cuales están divididos en cinco secciones: Negación del alcance del problema, antagonismo hacia las demandas de las víctimas, no apoyo a las políticas desarrolladas para ayudar a aliviar los efectos de la violencia sexual, creencias en que la coerción ejercida por los hombres forma parte de las relaciones sexuales y creencias que exoneran al perpetrador, culpabilizando a la víctima o a las circunstancias. La escala ha demostrado en diferentes estudios ser unidimensional y en otros tener una estructura con más factores, como también tener alta validez de constructo y ser confiable (α = 0.90 - 0.95; Gerger et al., 2007), debido a que tuvo una correlación con constructos similares a este, como la escala IRMA (por sus siglas en inglés) tradicional (Payne et al.,1999), sexismo hostil (HS, por sus siglas en ingles), sexismo benévolo (BBurS, por sus siglas en inglés) (Glick y Fiske, 1996), probabilidad de acosar sexualmente (LSH, por sus siglas en inglés) (Pryor, 1987), orientación al dominio social (Pratto et al., 1994), creencia en un mundo justo (Lerner, 1965) y falta de empatía (Bohner, 1998; Schmitt et al. 1982).
La escala tuvo diferentes contextualizaciones culturales, cada una de estas con determinadas características. La AMMSA original se hizo en alemán e inglés (Gerger et al., 2007), y más adelante tuvo validaciones en España (α = 0.91; Megias et al., 2011), Colombia (α = 0.87 y 0.84, respectivamente; Ocampo-Otalvaro et al., 2021; Romero-Sanchez et al., 2013), Francia (α = 0.91; Courtois et al., 2021), Grecia (Hantzi et al., 2015), Chile (α = 0.90; Campla et al., 2019), México (α = 0.93; Bernal-Baldenebro et al., 2019), Italia (Milesi et al., 2020), Rusia (α = 0.80; Khokhlova y Bohner, 2020) y Suecia (Fernsund y Luke, 2021). La escala AMMSA ha sido analizada en diversos contextos culturales. En muchas de las muestras evaluadas, la estructura factorial unidimensional del estudio original realizado por Gerger et al. (2007)con una muestra alemana se ha mantenido. Esto ha sido confirmado en estudios realizados en países como España, Colombia, Chile, Francia, Grecia, Italia, Rusia y Suecia. Sin embargo, en otro contexto, la estructura factorial de la escala ha mostrado variaciones, como es el caso de México, donde se identificó una estructura de tres factores, diferente de la estructura original. Estas diferencias sugieren que, aunque la AMMSA es robusta en múltiples contextos culturales, las características específicas de cada población pueden influir en la organización de los factores de la escala.
Para llevar a cabo dicha validación, se trabajará con dos tipos de población: la primera es universitaria, que no presenta antecedentes de violencia, y la segunda población conformada por un grupo que tenía antecedentes de violencia de pareja. Resulta significativo trabajar con este último grupo, ya que, al tener antecedentes de violencia, podemos confirmar la presencia de mitos sobre la agresión sexual. En el caso de universitarios, es importante conocer si existen pensamientos que llevan a justificar las agresiones de violencia.
Por los datos observados sobre la violencia contra la mujer, es necesario este estudio sobre los mitos de agresión sexual, el cual es el objetivo de medida de esta escala. Por este motivo, el propósito de esta investigación es la validación y confiabilidad del instrumento AMMSA en el contexto peruano, y por lo expuesto adquiere una relevancia significativa, ya que permitirá examinar la presencia de este constructo en la población y analizar el posible impacto social, legal y en la salud en relación con los mitos sobre la agresión sexual presentes en la sociedad peruana. Dada la diversidad cultural en el país, resulta fundamental disponer de técnicas e instrumentos sólidos que puedan ser aplicados y considerados en la formulación de políticas estatales más efectivas (Chávez-Luque et al., 2022).
Método
Participantes
El estudio tuvo 742 participantes, el 71.6 % (531) mujeres y el 28.4 % (211) varones, entre 17 y 57 años, con una media de 21.85 (DE = 5.28). Con estudios universitarios de pregrado el 92.7 % (688) y de posgrado el 2.3 % (17), con estudios técnicos el 8 % (6) y con estudios escolares incompletos el 4.2 % (31). Con respecto a qué universidad pertenecían, el 46.8 % (347) eran de universidad privada y el 49.1 % (364) eran de universidad pública. También se incluyó una muestra de 33 participantes (M = 37.00 años, DE = 7.41 años) que tuvieron antecedentes de violencia familiar (13 mujeres y 20 varones), tanto víctimas como agresores, los cuales se denominaron muestra con antecedentes de violencia. Este grupo específico se obtuvo de centros especializados como un centro de salud y de una comisaría, participantes que estaban en el proceso de denunciar a su agresor, tratados por psicólogos y policías especializados en la atención de estos casos; es importante considerar una población con estas características, porque, al haber sido intervenida con violencia intrafamiliar, nos permite diferenciar las ideas con respecto a la población con antecedentes de violencia o sin ellos.
Instrumentos
Escala de aceptación de los mitos modernos sobre la agresión sexual
La AMMSA es una prueba de autoinforme tipo Likert, que contiene 30 ítems, los cuales están divididos en cinco secciones: (a) negación del alcance del problema (del ítem 1 al 6), (b) antagonismo hacia las demandas de las víctimas (del ítem 7 al 12), (c) no apoyo a las políticas desarrolladas para ayudar a aliviar los efectos de la violencia sexual (del ítem 13 al 18), (d) creencias en que la coerción ejercida por los hombres forma parte de las relaciones sexuales (del ítem 19 al 24) y (e) creencias que exoneran al perpetrador culpabilizando a la víctima o a las circunstancias (del ítem 25 al 30), cada una de las cuales contiene 6 ítems. Para indicar el nivel de acuerdo o desacuerdo de los reactivos, se distribuye en 1 (completamente en desacuerdo) y 7 (completamente de acuerdo) (Gerger et al., 2007).
Inventario de sexismo ambivalente
El inventario de sexismo ambivalente (ASI, por sus siglas en inglés) (Glick y Fiske, 1996) fue validado en el Perú por Rottenbacher de Rojas (2012). Se utilizó para obtener evidencia de validez convergente con el constructo sexismo hostil. El inventario consta de 25 ítems, siendo su confiabilidad de sexismo hostil (α = 0.92) y sexismo benevolente (α = 0.88).
Procedimiento
En primer lugar, se solicitó permiso para el uso y la administración del instrumento via correo electrónico a los autores de los estudios hechos en Espana (Megias et al., 2011), Colombia (Romero-Sanchez et al., 2013) y Chile (Campla et al., 2019). Luego de esta etapa, se llevó a cabo el ajuste lingüístico de la escala para adecuarla al contexto peruano y, para ello, se optó por la metodología Delphi (Gil y Pascual-Ezama, 2012), un enfoque que involucra la consulta y el consenso de expertos, lo cual se realizó para verificar algunos modismos que se utilizaron en estos países, y llevar a cabo modificaciones en los ítems si estos lo requerían, con el fin de adecuar un lenguaje que sea entendido en el contexto peruano. Dos expertos evaluaron los ítems y realizaron algunas modificaciones con respecto a ciertas palabras; por ejemplo, en el caso del ítem 27, se puso el término “del varón”; esto para que pueda ser entendido de mejor manera, las modificaciones se pueden ver en la Tabla 1. En lo que respecta a los demás ítems, estos no tuvieron ninguna modificación.
La recolección de los datos se realizó durante el primer semestre de 2023, entre febrero y mayo. En relación con los procedimientos de recopilación de datos, se utilizaron métodos convencionales, tales como entrevistas presenciales y la modalidad de encuestas en línea (Vehovar y Manfreda, 2017). Las encuestas en línea fueron recolectadas por medio de Google Forms, una herramienta ampliamente utilizada en la investigación psicológica que sigue los lineamientos de la metodología basada en Internet. Asimismo, todos los procedimientos empleados en esta investigación han sido rigurosamente alineados con los preceptos éticos estipulados en el artículo 24 del Código de ética y deontología del Colegio de Psicólogos del Perú (2018), para proteger la privacidad y confidencialidad de los participantes. El instrumento utilizado fue adaptado para su utilización en dos formatos: digital, a través de Google Forms, y en formato físico. Ambos formatos fueron diseñados para proporcionar información detallada y completa a los participantes. Esta información abarcaba la descripción minuciosa de las mediciones realizadas, los objetivos relacionados con la validación del instrumento, así como las medidas para salvaguardar el anonimato de los participantes que completaran el formulario. Además, se incluyeron los datos de contacto del equipo investigador para cualquier consulta adicional por parte de los participantes. Se ofreció a los encuestados la opción de aceptar o declinar su participación en el estudio. En el caso de aceptar, se solicitó la provisión de datos sociodemográficos, como la edad, el género, la institución educativa y el estado civil.
Se obtuvo el permiso de los directores universitarios de cada escuela mediante una solicitud formal que dio a conocer el objetivo de la investigación. De igual manera, se solicitó el permiso de instituciones especializadas en la intervención de casos de violencia, también de comisarias, con el fin de obtener muestra que haya sido evaluada y que tenga antecedentes de violencia de pareja.
Análisis de los datos
Se inició el análisis con una evaluación de expertos para determinar la claridad y pertinencia de los términos utilizados, después se realizó un análisis descriptivo de los 30 ítems de la AMMSA y se reportaron valores, como la media, desviación estándar, asimetría y curtosis +/- 3, para determinar si se presenta normalidad. La estructura interna se analizó con un análisis factorial exploratorio (AFE), con el software Factor v. 12.03.02 (Ferrando y Lorenzo-Seva, 2018). Para determinar el número de factores a extraer, como se recomienda en numerosas investigaciones (Ledesma y Valero-Mora, 2019), se utilizó el paralelo análisis (PA) de Horn y, debido a la naturaleza ordinal de los ítems, se utilizó la matriz de correlaciones policoricas y el método de mínimos cuadrados no ponderados robusto (ULSR, por sus siglas en inglés), ya que es el más apropiado para el análisis de las matrices de covarianza originadas a partir de correlaciones policoricas. La rotación fue con oblímin directo, pues esta forma de rotación oblicua maximiza la simplicidad factorial y parte del supuesto de que los factores de la escala están Inter correlacionados, además de ofrecer resultados más precisos (Lloret-Segura et al., 2014).
Posterior a ello, se utilizó el análisis factorial confirmatorio (AFC), para determinar el ajuste de los cuatro modelos propuestos. Para el AFC, se utilizó el programa R y Rstudio 4.3.1, y las paqueterías lavaan (Rosseel, 2012), semPlot (Epskamp et al., 2019), psych (Revelle, 2023), pROC (Robin et al., 2011), haven (Wickham y Miller, 2020) y ggplot2 (Wickham, 2016). El estimador usado fue el mínimo cuadrado ponderado con media y varianza ajustadas (WLSMV, por sus siglas en inglés), debido a su importancia en la robustez de los resultados que proporciona en escalas con indicadores de tipo ordinal (Kline, 2016). Para los índices de bondad de ajuste, se utilizaron los siguientes: el error cuadrático medio de aproximación (RMSEA, por sus siglas en inglés), la raíz cuadrática media estandarizada residual (SRMR, por sus siglas en inglés) y el índice de ajuste comparativo (CFI, por sus siglas en inglés). Los índices que se consideraron idóneos para considerarlos buenos fueron valores menores de ≤ 0.08, siendo estos valores similares para el RMSEA y el SRMR (Hu y Bentler, 1999; MacCallun et al., 1996), y además se estableció que valores del CFI superiores a 0.90 indicaban ser satisfactorios. Para evaluar la confiabilidad, se emplearon dos medidas: el coeficiente alfa y omega, donde valores por encima de 0.70 se consideraron indicativos de una fiabilidad aceptable (Viladrich et al., 2017, Hair et al., 2019).
En cuanto a la evaluación de la evidencia basada en el criterio, se analizó la relación de la AMMSA con el inventario sexismo ambivalente, en especial con la dimensión sexismo hostil (SH) (Glick y Fiske, 1996). Esta evaluación se fundamenta en la existencia de antecedentes que sugieren una conexión sólida entre ambos conceptos. El propósito de este análisis radica en proporcionar pruebas concretas que respalden y confirmen las relaciones existentes entre estos constructos, y al determinar la relación, se busca no solo corroborar la conexión entre estos constructos específicos, sino también fortalecer la comprensión de su influencia en otras medidas que teóricamente deberían presentar una interdependencia coherente dentro del marco conceptual en consideración (American Educational Research Association (AERA), 2018).
La invarianza de la medición se realizó con el software R y Rstudio, el cual inspeccionó las diferencias entre los valores de CFI y RMSEA entre las muestras, siendo los índices adecuados para determinar invarianza valores ≤ 0.010 para ΔCFI y ≤ 0.015 en el ΔRMSEA (Chen, 2007; Cheung y Rensvold, 2002). La invarianza esencialmente implica la consistencia en la medición de un concepto analizado cuando se aplica en distintos grupos; para esta investigación, la invarianza evaluada sería por sexo, universidad y personas sin antecedentes y con antecedentes de violencia. Para asegurar esta uniformidad, se emplean diversas restricciones conocidas como invarianza de configuración, metálica, escalada y estricta. Lograr el nivel escalable es crucial, ya que posibilita la comparación imparcial entre grupos evaluados, evitando cualquier sesgo en la medición. Este nivel de uniformidad en la medición es fundamental para garantizar que las comparaciones entre diferentes grupos sean válidas y precisas (Hirschfeld y Von Brachel, 2019; Svetina et al., 2020).
De la misma manera, se utilizaron los softwares mencionados para realizar y generar la receiver operating characteristic curve (ROC). La prueba de la curva ROC se emplea para diferenciar y comparar dos grupos evaluados, permitiendo visualizar como varia la escala y como se ajusta en un punto de corte para determinar con precisión la distinción entre estos conjuntos. Esta valoración es fundamental para evaluar la eficacia y la capacidad de discriminación entre dos grupos, revelando la sensibilidad y la especificidad del método utilizado (Martinez Perez y Perez Martin, 2023).
Resultados
Resultados descriptivos
Se observan en la Tabla 2 los resultados descriptivos de los 30 ítems; las medias más altas corresponden a los ítems 19, 25 y 1, y la media más baja corresponde al ítem 11. La asimetría y la curtosis muestran normalidad porque sus valores están dentro del intervalo de +/- 3 (Kline, 2016).
Análisis factorial exploratorio
Mediante el AFE se sugirió una estructura unidimensional, por lo que se propuso esta nueva versión de la AMMSA (Tabla 3). La estructura factorial de esta versión fue obtenida con el análisis paralelo de Horn (1965), una prueba Kaiser-Meyer-Olkin (KMO = 0.942) y el estadístico de Bartlett p < 0.001.
Análisis factorial confirmatorio
Los resultados del AFC (Tabla 4) mostraron que el modelo original de 30 ítems no presenta buenos ajustes, de la misma manera el modelo de 14 ítems (modelo chileno) y el modelo mexicano, por lo cual se procedió a analizar la aportación de cada ítem a la medida (correlacion itemtest) e identificar los ítems que no están relacionados con el constructo (rit < 0.40), así como aquellos que no contribuyen a la medida (incremento en alfa si se elimina), es decir, algunos ítems no aportarían a la medida de la consistencia interna de la escala (α = 0.90), como los ítems 1 y 19. Después de revisar el estudio del efecto de arrastre (ítems redundantes) y del peso en el factor (carga factorial < 0.30) que afectan la estructura factorial (Costello y Osborne, 2005), de donde se identificaron los ítems 5, 7, 21, 27 y 30 como redundantes (Campla et al., 2019).
En conclusión, se evaluaron cuatro modelos distintos para el AFC: el modelo 1 era unidimensional (según el estudio original, los 30 ítems conformaban un solo factor), el modelo 2 unidimensional (según lo realizado en Chile, 14 ítems), el modelo 3 tenia tres factores relacionados (según el estudio de Mexico, 30 ítems), el modelo 4 (23 ítems) se evaluó en esta investigación mostrando que tiene unos índices satisfactorios (Tabla 4). La Figura 1 muestra las cargas estandarizadas y el diagrama para este modelo.
Invarianza de medición
Para evaluar la dimensionalidad, se pasó a evaluar las pruebas de invarianza. Se probo la dimensionalidad de la escala para observar si esta era equivalente entre el estado (con antecedentes o sin ellos), el sexo (varones y mujeres) y la universidad (pública y privada). En la Tabla 5, se muestran los resultados obtenidos. Con respecto a las tres evaluaciones de invarianza, se pudo alcanzar el nivel escalar (siendo este nivel de invarianza necesario para comparar puntajes entre estos grupos) en todas ellas.
Confiabilidad y validez convergente
Esta nueva versión de 23 ítems de la AMMSA dio un buen coeficiente en su consistencia interna (α = 0.90, ω = 0.90). La validez convergente se evaluó mediante la estimación de las correlaciones y se realizó entre la AMMSA y el sexismo hostil teniendo como resultado una correlación elevada, y así confirma lo evidenciado en estudios anteriores (Tabla 6).
Curva ROC
Una vez confirmada la unidimensionalidad de la escala y también su confiabilidad, se probó la validez discriminante y, para esto, comparamos el grupo que no tenía antecedentes de violencia con el grupo que sí. Se observaron diferencias estadísticamente significativas con diferencias considerables en el tamaño del efecto (Tabla 7). En la Figura 2, se muestran estas diferencias pronunciadas entre los grupos.
Tabla 7 Diferencias de grupo
M = Media, DE = desviación estándar gl = grados de libertad, d de Cohen.
Finalmente, se hizo una comparación con las personas que tenían antecedentes y con las que no, ambos grupos se utilizaron para explorar un punto de corte. Como muestra en la Figura 2, los resultados mostraron que el punto de corte con mayor equilibrio entre sensibilidad y especificidad fue 65.0. El área bajo la curva (AUC, por sus siglas en ingles) para este valor fue del 86.7 %. En esta figura, se muestra información adicional.
Discusión
Esta investigación buscó evaluar las propiedades psicométricas de la AMMSA en una población peruana, esto es relevante debido a la escasez de cuestionarios que evalúen los mitos modernos sobre la agresión sexual en el contexto peruano.
El proceso de adaptación pasó una primera fase de adaptación y revisión lingüística de los ítems, para luego continuar con la validación de criterio con una prueba que evalúa sexismo hostil. Luego, se obtuvieron los resultados del AFE y un análisis paralelo de Horn, donde se identificó una estructura unidimensional compuesta por 23 ítems que mostraron valores satisfactorios en los índices de ajuste, como el CFI y el RMSEA. Estos resultados reflejan una estructura factorial similar a la encontrada en investigaciones anteriores, como los estudios realizados por Gerger et al. (2007), Megías et al. (2011) y Camplá et al. (2019). Este procedimiento se alinea con validaciones previas, como la llevada a cabo en Chile por Camplá et al. (2019). En esta revisión, se descartaron ítems con cargas factoriales inaceptables (< 0.3) según lo propuesto por Morales Vallejo (2013), así como aquellos ítems redundantes para el constructo en estudio. Este enfoque coincide con el proceso de evaluación llevado a cabo en esta investigación. Es fundamental destacar el contexto cultural, ya que se ha observado que en la sociedad peruana pueden subsistir pensamientos arraigados relacionados con mitos sobre la agresión sexual, posiblemente influenciados por la presencia de patrones patriarcales (Inquilla Mamani et al., 2020; Quispe Mamani et al., 2021). Esta particularidad cultural podría incidir en la configuración y percepción de ciertos ítems en la evaluación, agregando un matiz relevante a la interpretación de los resultados obtenidos en el estudio. Todos los elementos evaluados exhibieron cargas significativas en la dimensión (> 0.40), lo que indica que en la muestra analizada del Perú la AMMSA presenta una estructura unidimensional estable. Este descubrimiento se respalda al identificarse a través del AFC un modelo unidimensional consistente. Este hallazgo respalda la validez general y la solidez de la AMMSA, específicamente en el contexto peruano. Estos resultados proporcionan una base firme y confiable para la utilización de esta escala en futuras investigaciones relacionadas con las agresiones sexuales y violencia, asegurando su aplicabilidad y relevancia en tales contextos de estudio.
Este estudio ha obtenido resultados satisfactorios en términos de confiabilidad (α = 0.90, ω = 0.90). Los hallazgos son similares a los encontrados en investigaciones anteriores realizadas en Colombia, que presentaban un coeficiente alfa de 0.87 y un coeficiente omega de 0.84 (Romero-Sánchez et al., 2013; Ocampo- Otálvaro et al., 2021). Sin embargo, nuestros resultados son casi similares a los obtenidos en el estudio original, donde se registraron valores de 0.90 y 0.95 (Gerger et al., 2007), 0.91 en España (Megías et al., 2011), α = 0.93 en México (Bernal-Baldenebro et al., 2019) y α = 0.90 en Chile (Camplá et al., 2019). No obstante, es importante señalar que estas investigaciones se basaron únicamente en el coeficiente alfa, excepto la validación realizada en Colombia, a diferencia del enfoque adoptado en este estudio. Sin embargo, es relevante destacar que tales estudios se centraron exclusivamente en la medición del coeficiente alfa, excluyendo la validación llevada a cabo en Colombia, que utilizo el coeficiente omega, al igual que este estudio, el cual tuvo un coeficiente superior al colombiano. Este enfoque utilizado en nuestra investigación incorpora el coeficiente de omega para evaluar la fiabilidad de la escala. Esta metodología más actualizada considera las cargas factoriales de los ítems, lo que proporciona una estimación más robusta y estable de la confiabilidad de la variable latente (Anderson y Gerbing, 1988; Hayes y Coutts, 2020; McDonald, 1999). Esta aproximación metodológica refuerza la validez de nuestros resultados al tomar en cuenta aspectos más precisos de la estructura interna de la escala, y así mejorar la confiabilidad de la medición.
Esta investigación en America Latina fue la primera en proporcionar evidencia empírica de la invarianza de medición de la AMMSA según el sexo de acuerdo con Fernsund y Luke (2021), quienes también encontraron apoyo para la invarianza con el sexo para el modelo unidimensional y, en el caso del tipo de universidad, se encontraron resultados que pueden considerarse satisfactorios, por lo que este estudio es importante por haber demostrado la equivalencia entre los grupos evaluados. Según Janos y Espinosa (2018)se encontraron con una mayor aceptación general de mitos sobre la violencia sexual en los hombres., coincidiendo con otro estudio que ha evidenciado que hay un mayor alcance de sexismo hostil y sexismo benevolente entre hombres (Munoz-Ponce et al., 2020). Las ideologías de genero hostiles reflejan actitudes sexistas y misóginas que legitiman el dominio masculino, mientras las ideologías benevolentes idealizan roles tradicionales de las mujeres, como cuidadoras y protectoras. Aunque difieren en su tono, ambas ideologías perpetúan creencias estereotipadas sobre los roles de género, facilitando la aceptación de mitos sobre la agresión sexual (Bonilla-Algovia, 2021). Por ese motivo, es muy importante el rol de la escuela en la formación de una cultura de respeto al género, donde se limiten las agresiones entre géneros, que promueva la igualdad de oportunidades entre niños y niñas, y que destierre los estereotipos y prejuicios sexistas (Valle Aparicio, 2022), El estudio de Janos y Espinosa (2018) muestra que mantener este tipo de sexismo no solo tendría efectos negativos significativos para el tratamiento y la evaluación de situaciones de violencia sexual sino que se reproduciría en edades futuras.
La relevancia de la invarianza reside en la capacidad de reconocer la factibilidad de comparar conceptos de interés entre diversos grupos, garantizando que los participantes interpreten los elementos de manera consistente en relación con un factor latente especifico (Brown, 2015). Por esta razón, el estudio desarrollado si cumple con los estándares de medición y permite evaluar posteriormente las diferencias entre estos grupos categóricos sin sesgo de medición (Leitgob et al., 2023).
La AMMSA también mostro tener validez de convergente o de constructo dada la alta magnitud en las correlaciones (r = 0.77) con constructos relacionados, como seria el caso del sexismo hostil. Este resultado era de esperarse, debido a que en el estudio original de Gerger et al. (2007) la correlación fue r =0.76 - 0.82, en España r = 0.71 (Megias et al., 2011), en México r = 0.68 (Bernal- Baldenebro et al., 2019), en Chile r = 0.86 (Campla et al., 2019) y en Colombia r = 0.72 (Romero-Sanchez et al., 2013). Este hallazgo adquiere una relevancia significativa al vincularse con los roles de genero arraigados en la sociedad, lo que podría contribuir a la persistencia de mitos relacionados con la agresión sexual en la estructura social (Yapp y Quayle, 2018). Estos mitos refuerzan la noción de que las mujeres deben adherirse a ciertos estándares de comportamiento para evitar ser objeto de agresiones, al mismo tiempo que insinúan que las mujeres exageran sus experiencias o que sus acciones provocan la agresión sexual, perspectiva que refuerza la concepción de que las mujeres son responsables de la violencia que padecen (Milesi et al., 2020). Esta justificación o minimización de la agresión sexual no solo normaliza la violencia, sino que también perpetua la idea de que tales comportamientos son tolerables o, aún peor, se consideran normales. Esta normalización, al minimizar las agresiones, puede fomentar y mantener actitudes sexistas hostiles, creando un entorno donde las agresiones se perciben como menos graves de lo que realmente son (Samji y Vasquez, 2020).
La validez discriminante se examinó para evidenciar las diferencias entre el grupo con antecedentes de violencia y sin estos, la prueba t mostro que en la muestra con antecedentes la media era muy elevada (M = 95.2) en comparación con la muestra sin antecedentes (M = 69.3), confirmando que las personas con presencia de estos mitos sobre la agresión sexual son las que tienen antecedentes de violencia. Luego de comprobar esto, se pudo realizar la curva ROC, por lo que nuestros análisis muestran que una puntuación ≥ 65 puntos indicarían la posible presencia de estos mitos sobre la agresión sexual.
Conclusiones
Esta investigación proporciona una escala con suficientes evidencias de validez y confiabilidad para evaluar los mitos modernos sobre la agresión sexual en una población peruana, y así ofrecer la posibilidad de realizar en un futuro investigaciones que busquen la relación entre esta variable y otras, como pueden ser la escala IRMA tradicional (Payne et al.,1999), sexismo hostil (HS), sexismo benévolo (BS) (Glick y Fiske, 1996), probabilidad de acosar sexualmente (LSH) (Pryor, 1987), orientación al dominio social (Pratto et al., 1994), creencia en un mundo justo (Lerner, 1965) y falta de empatía (Bohner, 1998; Schmitt, 1982). Por ello, resulta importante contar con este instrumento en el contexto peruano, dado que puede permitir una mejor comprensión de estos mitos y generar estudios sobre este fenómeno, el cual es escaso en el contexto peruano.
Esta escala, asimismo, puede emplearse para concretizar programas sobre la agresión sexual y evaluar su efectividad a través del cambio sobre estos mitos. También se puede contribuir con el Objetivo de Desarrollo Sostenible (ODS) 5 de la Organización de las Naciones Unidas (ONU), el cual busca eliminar la violencia contra la mujer por medio de la igualdad de género, y así contribuir al desarrollo sostenible de la sociedad (United Nations, 2015).
Las limitaciones no son exentas a este estudio, siendo una de estas no evaluar a otros grupos etarios, por lo que sería interesante comprobar la funcionalidad de la AMMSA en otros grupos y contextos del Perú. Asimismo, seria enriquecedor tomar en consideración otras escalas que tengan relación con el constructo, como se mencionó. Sin embargo, las fortalezas no se deben dejar de lado, las cuales suponen el uso de la AMMSA a nivel investigativo y clínico, para indagar estos mitos, y así generar intervenciones preventivas y oportunas que den lugar a reducir estas ideas en la población peruana. Además, la AMMSA es más corta que la escala original; pero, como se presenta en esta investigación, se mantienen los estándares psicométricos altos, por lo que esta reducción es favorable para el ahorro de tiempo y la decisión de la persona que participa en completar la escala, debido a abandonar el llenado por la extensión del instrumento.1
