REPSI -
Revista Ecuatoriana de Psicología
Volumen 5, Número 13,
septiembre-diciembre 2022
ISSN: 2661-670X
ISSN-L: 2661-670X
pp. 198 – 213
El cuestionario sobre mitos de violación: propiedades
psicométricas, psicopatía y autoestima
The rape myth questionnaire: Psychometric properties,
psychopathy, and self-esteem
O questionário dos
mitos sobre estupro: Propriedades psicométricas, psicopatia e auto-estima
Pablo
C. González-Caino
pablo.cg.caino@hotmail.com
https://orcid.org/0000-0003-2387-5777
Santiago
Resett
santiago_resett@hotmail.com
https://orcid.org/0000-0001-7337-0617
Juan
Ignacio Lopez
juanii.lopez@gmail.com
https://orcid.org/0000-0002-5307-755X
Fiorella Bossi
fiorellabossi@uade.edu.ar
https://orcid.org/0000-0002-4938-5525
Universidad Argentina de la Empresa –
CONICET. Buenos Aires, Argentina
Recibido el 21 de noviembre 2022 / Aceptado el 2 de
diciembre 2022 / Publicado el 19 de diciembre 2022
Escanea en tu dispositivo móvil o revisa este artículo en:
https://doi.org/10.33996/repsi.v5i13.82
RESUMEN
Los mitos de violación son un conjunto de actitudes que facilitan la
justificación de la violencia sexual. En una muestra compuesta por 511 adultos
de Ciudad Autónoma de Buenos Aires, Argentina, con un 83% de mujeres y el resto
varones (edad media = 27.8; SD = 9.7), se exploraron las propiedades
psicométricas de un cuestionario sobre los mitos de la violación sexual para
determinar si el género, la edad, la autoestima y la psicopatía predicen los
mitos de violación. Los resultados de un análisis factorial exploratorio
indicaban cuatro factores: la víctima lo provocó, no tener la intención, negar
la violación y la víctima miente. Un análisis factorial confirmatorio replicaba
dicha estructura. Las alfas de Cronbach iban de .74 a
.83 para las dimensiones. El género (ser varón), la edad, la psicopatía y la
autoestima eran predictores significativos de los mitos de violación. OBJETIVO
Palabras clave: Cuestionario; Mitos de violación; Propiedades psicométricas; Psicopatía;
Autoestima
Rape myths are attitudes that facilitate the
justification of sexual violence. In a sample of 511 adults from the Autonomous
City of Buenos Aires, Argentina, with 83% women and the rest men (mean age =
27.8; SD = 9.7), we explored the psychometric properties of a questionnaire on
rape myths to determine if gender, age, self-esteem, and psychopathy predict
rape myths. The results of an exploratory factor analysis indicated four
factors (the victim provoked it, not having the intention, denying the violation, and the victim lying). A confirmatory factor
analysis replicated this structure. Cronbach's alphas
ranged from .74 to .83 for dimensions. Gender (male), age, psychopathy, and
self-esteem were significant predictors of rape myths.
Key words: Questionnaire; Rape myths; Psychometric
properties; Psychopathy; Self-esteem
Os mitos do estupro são um conjunto de atitudes
que facilitam a justificativa da violência sexual. Em uma amostra de 511
adultos da Ciudad Autónoma de Buenos Aires,
Argentina, com 83% de mulheres e o restante de homens (média de idade = 27,8;
DP = 9,7), exploramos as propriedades psicométricas de um questionário sobre
mitos de estupro para determinar se o gênero, idade, autoestima e psicopatia
predizem mitos de estupro.Os
resultados de uma análise fatorial exploratória indicaram quatro fatores (a
vítima provocou, não teve intenção, negou a violação e a vítima mentiu). Uma
análise fatorial confirmatória replicou essa estrutura. Os alfas de Cronbach variaram de 0,74 a 0,83 para as dimensões. Sexo
(masculino), idade, psicopatia e autoestima foram preditores
significativos de mitos de estupro.
Palavras-chave: Questionário; Mitos de estupro; Propriedades
psicométricas; Psicopatia; Auto-estima
INTRODUCCIÓN
“¡Ahora está perdida mi razón de vivir,
por lo tanto, no
tengo ningún miedo a morir!”
-La violación de Lucrecia- William Shakespeare
Según la Organización Mundial de la Salud (2013) una de cada tres
mujeres ha sufrido un hecho de violencia física o sexual en un momento de su
vida, siendo generalmente perpetrado por su pareja. En lo referente a la
violencia sexual, esta es un hecho aberrante y penalmente punible en muchos
países, pero existen varias creencias sociales que dificultan los distintos
pasos dentro del proceso judicial. Dentro de estas actitudes o creencias
sociales que perpetúan esta clase de comportamientos, existen los denominados
mitos sobre la violación, que constan de un conjunto de actitudes y creencias
que justifican o niegan este tipo de violencia sexual de los hombres hacia las
mujeres (Burt, 1980).
Al respecto, dichos mitos tienen una gran relevancia psicosocial y
sirven para proteger a los violadores y para perpetrar las agresiones sexuales
(Lonsway y Fitzgerald,
1994). Estos mitos, prevalecen en nuestra sociedad al estar fuertemente
arraigados en la cultura, historia e instituciones que la componen (Turchik y Edwards, 2012). A su vez estos afectan a las
víctimas al dificultar identificar su experiencia como una violación y
generarle dudas a la hora de denunciar lo sucedido, debido a que puede obtener
respuestas que deslegitiman la experiencia sufrida, hacerla sentir culpable de
lo ocurrido y no reconocerla como una víctima de violación (Ryan,
2019). Dentro de los mitos más comunes se incluyen creencias como "un
esposo no puede violar a su mujer", "las mujeres piden ser
violadas", "las mujeres disfrutan ser violadas", "las
mujeres suelen mentir sobre una violación", "hay mujeres quieren
tener sexo a pesar de que verbalmente lo nieguen" (Edwards et al., 2011; Lonsway y Fitzgerald, 1994). Con
esto, se logran actitudes que conducen a culpar a la víctima, exculpar al
violador y minimizar o justificar la agresión (Burt,
1980).
La Illinois Rape Myth Acceptance
Scale (IRMA, Payne
et al., 1999) es uno de los cuestionarios más utilizados para la
medición de la aceptación de mitos de violación (Trottier
et al., 2021). Este evalúa la aceptación de los mitos de violación a través de
siete diferentes dimensiones: ella se lo buscó, no fue realmente una violación,
él no tuvo la intención, ella lo quiso, ella mintió, la violación es un evento
trivial y la violación es un evento desviado. A su vez, los autores agregan en
su trabajo una versión corta de este cuestionario, llamado Illinois Rape Myth Acceptance Scale - Short Form (IRMA-SF)
que tiene como objetivo obtener una medida general de lo aceptación de mitos de
violación (Payne et al., 1999). Posteriormente, McMahon y Farmer (2011) propusieron
una versión con lenguaje actualizado de la escala original, en la cual se
identificaron cinco factores que incluyen: “no fue una violación”, “él no tuvo
la intención”, “él no tuvo la intención (ítems relacionados a consumo de
alcohol por parte del agresor)”, “ella mintió”, y “ella se lo buscó”.
En cuanto a los estudios relacionados a la personalidad, la psicopatía
es un rasgo que ha demostrado estar positivamente correlacionado con la
aceptación de mitos de violación, una mayor empatía con el agresor, y una menor
empatía con la víctima (Jonason et al., 2017). La psicopatía es un constructo que ha
sido ampliamente estudiado y cuyo marco teórico más utilizado sigue siendo el
propuesto por Hare (1980), que basándose en el clásico trabajo de Cleckley (1941), formó un modelo de psicopatía compuesto
por dos factores donde el primer factor comprende los rasgos afectivos,
interpersonales y manipulativos, y el factor dos, los rasgos de comportamiento
antisocial, inestables y erráticos. Considerando la estructura factorial de la
psicopatía previamente mencionada, quienes poseen altos niveles de
insensibilidad se caracterizan a su vez por no sentir culpa o remordimiento en
las relaciones interpersonales (Cleckley, 1941),
mostrando correlaciones positivas con una mayor aceptación de los mitos de
violación (Debowska et al., 2015).
Hay muy pocos estudios que analizan la correlación entre los mitos de
violación y la autoestima. Los resultados de estos indicaron una correlación
positiva entre la autoestima y la aceptación de los mitos de violación,
resultando en que altos niveles de autoestima tienden a sostener las actitudes
negativas sobre las víctimas de violación, las creencias y estereotipos
negativos relacionadas a estas (Karsli y Anli, 2011). Por otro lado, dentro de los estudios que
analizan la relación de la autoestima con la psicopatía, Cale y Lilienfeld (2006) encontraron una correlación positiva
entre la autoestima y el Factor 1 de psicopatía evaluado en este estudio,
caracterizado por poseer un encanto superficial, incapacidad de sentir culpa o
remordimiento y rechazo a las normas sociales. Sin embargo, los resultados
encontrados sobre esta temática son mixtos. Estudios realizados en una
población de estudiantes universitarios encontraron una relación positiva entre
el Factor 1 de psicopatía y la autoestima, pero una correlación negativa con el
Factor 2 (Falkenbach et al., 2013).
En lo que respecta a la edad, estudios han encontrado correlaciones
entre esta y los mitos de violación, indicando que a medida que aumenta la
edad, tiende a percibirse una mayor aceptación de los mitos de violación y del
uso de la violencia interpersonal hacia las mujeres (Emmers-Sommer,
2014). En relación con el género, los hombres suelen mostrar mayor aceptación
de los mitos de violación que las mujeres (Newcombe
et al., 2008).
Considerando la alta prevalencia de casos de violación y violencia
sexual, se puede concluir que un correcto apoyo a las víctimas y una revisión
de los mitos que rodean a estos hechos es necesario. Dado que la aceptación de
los mitos de violación ayuda a perpetuar la agresión sexual contra mujeres
(Peterson y Muchlenhard, 2004), es necesario
continuar profundizando en el estudio de estos (Iconis,
2008). Es por esto, que es importante la adaptación de herramientas que brinden
formas de medición empíricas sobre estas conductas y a su vez, la realización
de estudios que evalúen los factores que hacen que los mitos se sostengan.
Siendo limitada la disponibilidad de instrumentos que evalúen este constructo
en contextos hispanohablantes, y la necesidad de explorar el estado actual de
aceptación de estas creencias y mitos en la población argentina, el presente
tuvo como objetivos: 1) examinar las propiedades psicométricas del Illinois
Rape Myth Acceptance Scale Short-Form (IRMA-SF;
Payne et al., 1999) en una muestra de adultos
argentinos y 2) examinar si el género, la edad, la autoestima y la psicopatía
son predictores de los mitos de violación.
MÉTODO
La muestra del presente estudio estuvo compuesta de modo intencional por
511 adultos de ambos géneros (83% femenino y 17% varones) de entre 18 y 45 años
residentes de la Ciudad Autónoma de Buenos Aires y Gran Buenos Aires,
Argentina. La edad media era de 27 años (SD = 9.75). Un 44.8% no trabaja y el
55.2%, sí. La mayor parte de la muestra poseía un nivel de estudios
universitario (57.3%), nivel secundario (21.1%) y nivel terciario (20.7%). Se
utilizó un cuestionario sociodemográfico con el objetivo de indagar género,
edad, etc. Para evaluar los niveles de psicopatía, se utilizó la Levenson Self-Report Psychopathy Scale (LSRP;
Levenson et al., 1995), adaptado al español por
Camacho et al. (2011).
Compuesta de 26 ítems que se responden a través
de una escala likert (1 = totalmente en descuerdo, 4 = totalmente de acuerdo) se evalúan los
niveles de psicopatía diferenciados en dos dimensiones (Psicopatía primaria y
Psicopatía secundaria). En el presente estudio, el primer factor tuvo un Alfa
de Cronbach de .74, mientras que el segundo factor de
psicopatía arrojó un Alfa de Cronbach de .66.
La autoestima fue evaluada por medio de la Escala de Autoestima de Rosenberg (RSES;
Rosenberg, 1965). Esta escala tiene como objetivo el
evaluar el sentimiento de satisfacción que la persona tiene de sí misma y cuán
valiosa cree ser. Está compuesta por 10 ítems. Las respuestas se califican en
una escala de tipo Likert de 4 puntos (muy de acuerdo, de acuerdo, en
desacuerdo, muy en desacuerdo). Sus propiedades psicométricas están sólidamente
establecidas en la Argentina, en adolescentes y adultos emergentes en lo
relativo a su validez concurrente y consistencia interna (Facio et al., 2006).
La consistencia interna de la escala fue de .90 para la presente investigación.
La Illinois Rape Myth Acceptance Scale Short-Form (IRMA-SF; Payne et al.,
1999) mide la aceptación de los mitos de violación,
donde puntajes más altos de la escala muestran niveles más altos de rechazo
hacia los mismos. Es una escala compuesta por 22 ítems que mide las creencias
sobre los mitos de violación. Las respuestas se califican en una escala tipo
Likert de 5 puntos (1 = totalmente en desacuerdo, 5 = totalmente de acuerdo).
La escala consta de cuatro dimensiones de adecuada estructura factorial, como
señalan estudios exploratorios y confirmatorios: 1) “Ella se lo buscó”; 2) “Él
no tuvo la intención”; 3) “No fue una violación”; y 4) “Ella mintió”. Un
ejemplo de ítems es “Si una mujer va a una habitación sola con un hombre en una
fiesta, va a ser su culpa si la viola”. Dicha escala demostró validez
concurrente con los estereotipos de género tradicionales, hostilidad hacia las
mujeres y violencia interpersonal y general; y una consistencia interna por
encima de .80 para las distintas dimensiones y correlaciones ítem-total entre
.34 y .65.
En cuanto al proceso de traducción para el presente estudio, la escala
fue adaptada al español argentino, respetando las recomendaciones
internacionales (International Test Commission,
2017). La traducción del original fue realizada por dos traductores
independientes profesionales con conocimiento en psicología, para luego
calificar las equivalencias entre la versión en inglés y la traducida. Luego de
un consenso para cada uno de los ítems, el instrumento fue traducido nuevamente
al inglés por otro traductor, para luego ser comparada con la versión original.
Antes de aplicarla en la muestra para la presente investigación, se aplicó a
una muestra piloto de 50 estudiantes universitarios de psicología, quienes no
demostraron ningún inconveniente en responder. A su vez, esta escala ha sido
traducida y adaptada al turco (Çoklar y Meşe, 2014) y al noruego (Bendixen
y Kennair, 2017), entre otras lenguas, mostrando
buenas propiedades psicométricas y similares a la escala original.
La recolección de datos se basó en la administración de una batería compuesta
por los instrumentos mencionados de forma online, a través de un formulario de
Google Forms, el cual fue difundido mediante
distintos canales de comunicación. El formulario incluía los cuestionarios, una
carta de explicación de los propósitos de la investigación y se incluyó a su
vez un consentimiento informado que los participantes debían tildar si deseaban
participar voluntariamente (de lo contrario no podían seguir contestando). Se
aseguró el anonimato, confidencialidad de las respuestas y el cumplimiento de
los requisitos por parte de los participantes. El estudio fue aprobado por la
universidad en la que se desempeñaban los investigadores.
El proceso de análisis de datos se realizó en primer lugar utilizando el
programa Statistical Package
for the Social Sciences (SPSS) versión 23. Por medio se este se calcularon
estadísticos descriptivos e inferenciales. El programa Factor 8.10 fue
utilizado para realizar un análisis paralelo para explorar los factores que
emergían de la escala (Lorenzo-Seva y Ferrando,
2013). Se utilizó un número de replicaciones de .100 y percentil de
representación de simulaciones de .95 y el método de implementación clásico de Horn (1965) para determinar la retención de factores. Para
explorar la estructura factorial del modelo se realizó un análisis factorial
exploratorio (AFE) con rotación Promin y el método Unweighted Least Squares debido al tipo de datos utilizados.
En el análisis factorial confirmatorio (AFC), los valores de las
preguntas para la asimetría oscilaron entre 0,48 y 5,22 y entre
0,03 y 19,19 para la curtosis, considerando
valores de asimetría superiores a 3 y valores de curtosis de 8 a 20 o más como extremos (Kline,
2015). Dado que los datos se alejaban levemente de una distribución normal y
las respuestas a los ítems eran de tipo ordinal, y consistían en cinco opciones
de respuesta, se utilizó el método Weighted Least Squares MV (WLSMV) (Brown y
Moore, 2006; Byrne, 2010; Lloret-Segura
et al., 2014).
La muestra se dividió aleatoriamente en
dos grupos: uno de 211 participantes y el otro de 300
participantes. De este modo y siguiendo un enfoque basado en los datos -o bottom up-, se realizó primero el análisis paralelo y
el análisis exploratorio en el primer grupo y el
análisis factorial confirmatorio en el segundo grupo. Se
consideraron valores de x2, CFI, TLI y RMSA para evaluar el nivel de
ajuste de los modelos. Tomando como apropiados valores de CFI mayor de .97 y
RSMEA menor de .07 (Hair et al., 2009). El el x2 del modelo no fue considerado en el
análisis dado que es referenciado como un criterio exigente y afectado por el
tamaño de la muestra (Byrne, 2012). Sin
embargo, si se ha tenido en cuenta que el x2 se puede
dividir por los grados de libertad y se consideran aceptables
valores de 2 a 3 o hasta 5 (Cupani,
2012).
RESULTADOS
Para evaluar la estructura factorial del cuestionario, en primer lugar,
se realizó un análisis paralelo. Al comparar la media de los autovalores aleatorios y empíricos, los resultados sugieren
la retención de cuatro factores, como se muestra en la Tabla 1. Con respecto al
análisis factorial exploratorio, en el cual se decidió retener cuatro factores
siguiendo el análisis paralelo, el cálculo del índice de adecuación muestral Kaiser–Meyer–Oklin (KMO) = .95 y la prueba de esfericidad de Bartlett x2
(231) = 5766.10; p < .001 indicaron que era apropiado realizarlo.
En la Tabla 1 se presentan los resultados, los cuales arrojaban la
sugerencia de un modelo de cuatro factores que explicaban un 70% de la
variancia, los factores se podían denominar, al igual que la versión de McMahon y Farmer (2011), como:
ella se lo buscó, el no tuvo la intención, no fue una violación y ella mintió,
los cuales explicaban un 51%, 8%, 5% y 6% de la varianza, respectivamente. Con
todas las preguntas cargando por encima de .41, como se muestra en dicha tabla,
y sin ítems complejos, con la excepción de la pregunta 17 de “no fue una
violación” que cargaba en su dimensión y en “ella mintió”. Todos los restantes
cargaban en su respectiva dimensión, salvo el 11 y 12 de “no tuvo la intención”
que cargaban en “no fue una violación”, como se muestra en la Tabla 2. El
ajuste del modelo indicaba una estructura factorial adecuada x2
(149) = 203.50 p < .003 TLI = .99, CFI = .99 y RMSEA = .03.
T
|
Componente |
|
Media |
Percentil |
Total |
% de varianza |
|
1 |
|
1.39 |
1.46 |
7.72 |
35.11 |
|
2 |
|
1.32 |
1.37 |
1.66 |
7.57 |
|
3 |
|
1.27 |
1.31 |
1.55 |
7.08 |
|
4 |
|
1.16 |
1.27 |
1.18 |
5.36 |
|
5 |
|
1.15 |
1.22 |
0.99 |
4.50 |
|
6 |
|
1.14 |
1.18 |
0.87 |
3.95 |
|
7 |
|
1.12 |
1.15 |
0.79 |
3.59 |
|
8 |
|
1.08 |
1.11 |
0.74 |
3.40 |
|
9 |
|
1.06 |
1.08 |
0.69 |
3.17 |
|
10 |
|
1.03 |
1.05 |
0.68 |
3.12 |
|
11 |
|
1 |
1.02 |
0.62 |
2.82 |
|
12 |
|
0.97 |
0.99 |
0.56 |
2.55 |
|
13 |
|
0.94 |
0.97 |
0.53 |
2.41 |
|
14 |
|
0.91 |
0.94 |
0.50 |
2.29 |
|
15 |
|
0.88 |
0.91 |
0.45 |
2.07 |
|
16 |
|
0.87 |
0.88 |
0.43 |
1.98 |
|
17 |
|
0.85 |
0.85 |
0.38 |
1.74 |
|
18 |
|
0.80 |
0.83 |
0.37 |
1.70 |
|
19 |
|
0.80 |
0.79 |
0.35 |
1.62 |
|
20 |
|
0.74 |
0.76 |
0.31 |
1.45 |
|
21 |
|
0.73 |
0.74 |
0.28 |
1.30 |
|
22 |
|
0.69 |
0.70 |
0.24 |
1.11 |
Tabla 2. Cargas factoriales del
cuestionario de mitos de violación.
|
Ítem |
Factor I |
Factor II |
Factor III |
Factor IV |
|
Ítem 1 |
.601 |
|
|
|
|
Ítem 2 |
.850 |
|
|
|
|
Ítem 3 |
.766 |
|
|
|
|
Ítem 4 |
.763 |
|
|
|
|
Ítem 5 |
.506 |
|
|
|
|
Ítem 6 |
.516 |
|
|
|
|
Ítem 7 |
|
.833 |
|
|
|
Ítem 8 |
|
.670 |
|
|
|
Ítem 9 |
|
.861 |
|
|
|
Ítem 10 |
|
.423 |
|
|
|
Ítem 11 |
|
|
.639 |
|
|
Ítem 12 |
|
|
.469 |
|
|
Ítem 13 |
|
|
.507 |
|
|
Ítem 14 |
|
|
.570 |
|
|
Ítem 15 |
|
|
.681 |
|
|
Ítem 16 |
|
|
.687 |
|
|
Ítem 17 |
|
|
.414 |
|
|
Ítem 18 |
|
|
|
.595 |
|
Ítem 19 |
|
|
|
.689 |
|
Ítem 20 |
|
|
|
.820 |
|
Ítem 21 |
|
|
|
.644 |
|
Ítem 22 |
|
|
|
.422 |
|
Varianza explicada |
51% |
8% |
5% |
6% |
|
M (SD) = |
26.79 (4.60) |
26.11 (4.57) |
23.48 (2.86) |
19.46 (4.71) |
Nota. Se muestran
solamente las cargas factoriales por encima de .30
Con respecto al análisis factorial confirmatorio, en la Tabla 3 se
muestran los resultados. Como se puede observar, el ajuste era adecuado con un
CFI y TLI por encima de .97 y RMSEA = .06. A su vez, en la Tabla 4 se pueden
observar las cargas factoriales de cada ítem en el análisis factorial
confirmatorio, con todas las cargas siendo significativas. Por otra parte, al
dividir el x2 por los grados de libertad se hallaba un valor de
3.36, lo cual es aceptable.
En lo relativo a la consistencia interna, las mismas eran .83 para “ella
se lo buscó”; .74 para “él no tuvo la intención”; .73 para “no fue una
violación” y .78 “ella mintió”. Las correlaciones entre la escala estaban en un
rango entre .49 y .61.
Tabla 3. Ajuste de los modelos del cuestionario de mitos
de violación.
|
Modelo (M) |
χ2 |
df |
p |
CFI |
TLI |
RMSEA |
|
Modelo1 |
677.94 |
202 |
.001 |
.99 |
.97 |
.06 |
|
Nota. df
= grados de libertad. CFI = Comparative Fix Index. TLI = Tucker-Lewis Index. RMSEA = raíz del residuo cuadrático promedio. |
||||||
Tabla 4. Cargas factoriales del análisis factorial confirmatorio de los items de
mitos de violación.
|
Ítems |
Carga |
SE |
CR |
|
Ítem 1 |
.84 |
.03 |
25.58 |
|
Ítem 2 |
.87 |
.02 |
31.57 |
|
Ítem 3 |
.89 |
.02 |
39.90 |
|
Ítem 4 |
.80 |
.02 |
32.12 |
|
Ítem 5 |
.84 |
.03 |
22.79 |
|
Ítem 6 |
.75 |
.03 |
24.82 |
|
Ítem 7 |
.71 |
.03 |
23.50 |
|
Ítem 8 |
.85 |
.03 |
11.06 |
|
Ítem 9 |
.69 |
.04 |
17.40 |
|
Ítem 10 |
.85 |
.05 |
17.22 |
|
Ítem 11 |
.70 |
.05 |
12.62 |
|
Ítem 12 |
.73 |
.03 |
20.62 |
|
Ítem 13 |
.88 |
.02 |
36.33 |
|
Ítem 14 |
.89 |
.03 |
29.55 |
|
Ítem 15 |
.88 |
.03 |
24.48 |
|
Ítem 16 |
.96 |
.05 |
16.29 |
|
Ítem 17 |
.35 |
.08 |
4.06 |
|
Ítem 18 |
.74 |
.02 |
25.42 |
|
Ítem 19 |
.75 |
.02 |
29.53 |
|
Ítem 20 |
.87 |
.02 |
36.38 |
|
Ítem 21 |
.60 |
.03 |
15.41 |
|
Ítem 22 |
.68 |
.03 |
19.85 |
Nota. SE error estándar CR
radio crítico *** p < .001
En la Tabla 5, se muestran las correlaciones
entre las dimensiones de mitos de violación, psicopatía y autoestima. A mayor
psicopatía primaria, mayor aceptación de todos los mitos de violación. También
a mayor psicopatía secundaria, mayor aceptación del mito “él no tuvo la
intención”. Con respecto a la autoestima, a mayores niveles, mayor aceptación
del mito “ella se lo buscó”, “no fue una violación” y “ella mintió”.
Tabla 5. Correlaciones entre puntajes de psicopatía, autoestima y mitos de
violación.
|
|
Ella
se lo buscó |
Él no
tuvo la intención |
No fue
una violación |
Ella
mintió |
|
Psicopatía
primaria |
-.270** |
-.293** |
-.307** |
-.272** |
|
Psicopatía
secundaria |
-.067 |
-.134** |
.009 |
-.024 |
|
Autoestima |
-.172** |
-.065 |
-.219** |
-.169** |
|
**p
< .01 |
||||
Al llevar a cabo comparaciones de medias t de Student
con las puntuaciones de los mitos de violación y el género como factor entre
sujetos, se detectaron diferencias significativas debido a que los varones
mostraban mayor aceptación de los mitos de violación, t (509) = 4.29, p <
.001; t (509) = 43.30, p < .001; t (509) = 3.37, p < .001; y t (509) =
6.65, p < .001, respectivamente.
En la Tabla 6, se muestran las predicciones de cada uno de los mitos de
violación a partir de los puntajes en psicopatía, en autoestima, edad y género
(femenino = 1 y masculino = 2) como predictores. Como se muestra en la tabla,
para la dimensión “ella se lo busco” se predecía un 23%, para “él no tuvo la
intención” un 12%, para “no fue una violación” un 22% y para “ella mintió” un
19%. La psicopatía primaria era significativa para las cuatro dimensiones; la
psicopatía secundaria y la autoestima para “ella se lo buscó” y “él no tuvo la
intención”; el género (ser varón) y la edad (a menor edad) resultaron
predictores significativos para todas, con la excepción de “él no tuvo la
intención” donde la edad no era significativa.
Tabla 6. Predicciones de mitos de violación a partir de
psicopatía, autoestima, edad y género.
|
|
|
Ella
se lo buscó |
Él no
tuvo la intención |
No fue
una violación |
Ella
mintió |
|
Psicopatía
primaria |
t |
-6.346** |
-5.794** |
-7.774** |
-6.241** |
|
β |
-.264 |
-.257 |
-.324 |
-.266 |
|
|
Psicopatía
secundaria |
t |
-2.191* |
-2.236* |
-0.236 |
-0.607 |
|
β |
-.103 |
-.112 |
-.011 |
-.029 |
|
|
Autoestima |
t |
-1.876 |
-1.587 |
-2.634** |
-1.700** |
|
β |
-.089 |
-.081 |
-.126 |
-.083 |
|
|
Género |
t |
-3.565** |
-2.855** |
-3.179** |
-5.007** |
|
β |
-.144 |
-.123 |
-.129 |
-.207 |
|
|
Edad |
t |
-8.151** |
-1.898 |
-6.170** |
-5.069** |
|
β |
.342 |
.085 |
.260 |
-.218 |
|
|
R2 |
|
23% |
12% |
22% |
19% |
DISCUSIÓN
La violación sexual contra las mujeres es un hecho todavía sumamente
frecuente y con importantes costos psicosociales, físicos, médicos, legales y
financieros para las víctimas. Del mismo modo, los mitos de violación son una
problemática que dificulta de gran manera las denuncias y el proceso judicial
correspondiente a los actos de violencia sexual (Portela,
2021). Por lo tanto, poseer herramientas adaptadas a la población
hispanohablante beneficia ampliamente la detección de estos mitos sociales,
limitando de esta manera los problemas que causan. Es por esto que, el presente
estudio se planteó explorar la estructura factorial de la Illinois Rape Myth Acceptance Scale Short-Form (IRMA-SF; Payne et al., 1999) en una muestra de 511 de adultos
argentinos, mujeres y varones de 18 a 45 años. Luego, se buscó analizar los
principales predictores de los mitos de violación a partir del género, la edad,
la psicopatía y la autoestima.
En cuanto al primer objetivo, explorar la estructura factorial del
instrumento, el análisis factorial exploratorio arrojó –a partir de un análisis
paralelo- una estructura de cuatro factores, las cuales explicaban un 51%, 8%,
5% y 6% respectivamente de la varianza, dando un total de 70%. Las mismas se
podían llamar también como “ella se lo buscó”, “él no tuvo la intención”, “no
fue una violación” y “ella mintió”. Luego, se procedió a realizar un análisis
factorial confirmatorio, el cuál mostró un ajuste muy adecuado (CFI = .99 y TLI
= .97), y un error adecuado (RMSEA = .06), con dichos valores siendo satisfactorios
(Bentler, 1990; Byrne,
2010).
La estructura aquí detectada es bastante similar a la versión corta de
los autores (Payne et al., 1999). También en Brasil
se aplicó la escala, aunque la versión larga, que arrojó una estructura de
cuatro factores y demostrando buenas propiedades psicométricas (Scarpati et al., 2014). Por otra parte, en un estudio
realizado por Bendixen y Kennair
(2017) en una población de estudiantes noruegos, con la versión abreviada de
esta escala (McMahon y Farmer,
2011) demostró una estructura de cuatro factores y adecuada consistencia
interna. En cambio, en China la estructura factorial demostró ser algo
diferente (distinta cantidad de dimensiones) indicando que la cultura puede
introducir diferencias a este respecto (Xue et al.,
2019). Con respecto a las alfas de Cronbach, eran
adecuadas con .83 para “ella se lo buscó”; .74 para “él no tuvo la intención”;
.73 para “no fue una violación” y .78 “ella mintió”, mostrando buena
consistencia interna (De Vellis y Thorpe,
2012; Kaplan y Saccuzzo, 2006) y bastante similares
al del estudio original de los autores.
En cuanto al objetivo número dos, se encontraron correlaciones negativas
entre la psicopatía primaria y el rechazo a todos los mitos de violación.
También a mayor psicopatía secundaria, mayor aceptación del mito “él no tuvo la
intención”. Con respecto a la autoestima, a mayores niveles de esta, mayor
aceptación del mito “ella se lo buscó”, “no fue una violación” y “ella mintió”.
Esto se puede explicar porque las personas con rasgos de personalidad
psicopáticos son insensibles y con bajos niveles de empatía (James y Blair,
2007) lo cual hace prácticamente imposible el que se puedan poner en el lugar
de una víctima de abuso sexual, haciendo mucho más probable la aceptación de los
mitos de violación. Estudios anteriores han visto esto también en violadores,
los cuáles mostraron menores niveles de empatía para con sus víctimas que en
relación con otras mujeres (Fernandez y Marshall,
2003).
Por otro lado, y en el caso de la autoestima, sentimientos de
superioridad o de incapacidad de reconocer que esas situaciones pueden
ocurrirle a cualquier individuo, causarían una mayor aceptación de estos mitos
de violación. También se detectó que los varones muestran una mayor aceptación
de los mitos de violación por sobre las mujeres. Resultados que coinciden con
los obtenidos por otros autores (Carrol et al., 2016;
Emmers-Sommer, 2014; Hayes et al., 2013). Futuros
estudios deberían evaluar cómo funcionan los mitos de violación de acuerdo con
si las víctimas es un varón e –incluso- examinar si el agresor es una mujer, ya
que, a pesar de no estar no representar la mayoría de los casos de violencia
sexual y no reflejados comúnmente en la literatura, también existen casos de
abuso concretados por mujeres (Wijkman et al., 2010).
A su vez, los mayores predictores de aceptación de mitos de violación
fueron nuevamente la psicopatía primaria, la secundaria (solo para el caso de
las dimensiones “ella se lo buscó” y “él no tuvo la intención”), el ser hombre
y la edad –a mayor edad-. Las diferencias de género en los mitos de violación
han sido ampliamente estudiadas, por ejemplo, con relación a la campaña #MeToo (Kunst et al., 2019) o en
una muestra compuesta por policías (Shechory Bitton y Jaeger, 2020) siempre
encontrándose que los hombres tienen una tendencia a la aceptación de los mitos
de violación mayor que las mujeres. Que la psicopatía primaria sea uno de los
mayores predictores no es algo llamativo, ya que numerosos estudios indican que
la psicopatía se relaciona con los mitos de violación (Jonason
et al., 2017; Methot-Jones et al., 2019; Süssenbach y Euteneuer, 2022;
Watts et al., 2017).
En el caso de la autoestima, niveles altos de autoestima se
correlacionaron con la aceptación de mitos, lo cual se podría entender por el
hecho de que personas que tienen un sentido grandioso de sí mismos pueden ser
más propensas a las conductas agresivas (Karsli y Anli ,2011). Por otra parte, que la autoestima haya sido un
predictor podría indicar que su asociación con los mitos no se debe a una
asociación espuria entre esta variable y la psicopatía. Con respecto a la edad,
también un estudio halló que, a más edad、 mayor aceptación de los mitos (Emmers-Sommer,
2014). A su vez, un metaanálisis encontró que los adolescentes
en comparación con universitarios eran de aceptar más los mitos (Hockett, et al., 2016).
CONCLUSIONES
La aceptación de los mitos de violación en
diversas culturas, sigue siendo un factor que sostiene las creencias y
prejuicios que validan la violencia sexual, especialmente contra las mujeres.
La adaptación al español, en una muestra de adultos argentinos, de la escala de
aceptación de mitos de violación ha demostrado poseer propiedades psicométricas
adecuadas que permitirían su aplicación en la investigación de dicho
constructo. El contar con instrumentos confiables y validados en poblaciones
hispanohablantes es un paso necesario para que futuras investigaciones
continúen profundizando en la situación actual sobre mitos de violación en
nuestra sociedad.
Los resultados obtenidos, a su vez, indicarían
la existencia de una relación entre la psicopatía, la autoestima y los mitos de
violación en la muestra seleccionada. La edad, el género (ser varón), la
psicopatía y la autoestima resultaron ser predicadores de la aceptación de
mitos de violación en gran parte de sus dimensiones. A pesar de los resultados
obtenidos, consideramos necesario ampliar la investigación sobre los mitos de
violación, en especial en relación a la limitación muestral
del presente estudio, ya que la muestra abarcó únicamente adultos argentinos.
La diversidad cultural presente en países hispanohablantes podría derivar en
distintos mitos, creencias y resultados relacionados a la violencia sexual
hacia las mujeres.
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Aspectos Éticos – Legales. Los autores declaran haber respetado las normas
éticas salvaguardando lo establecido en el ejercicio profesional.
Conflicto de Intereses. En la presente investigación los autores
declaran no haber incurrido en ningún conflicto que desglose cualquier interés
personal al realizar el presente artículo.