Introducción

La violencia en la pareja es un fenómeno que impacta a personas de todos los estratos, edades y condiciones (Barter & Stanley, 2016; Knight & Hester, 2016). Tiene efectos en la salud física y mental, ya que exacerba enfermedades y aumenta los factores de riesgo asociados a trastornos mentales y consumo de sustancias, así como la probabilidad de desarrollar estrés postraumático, ansiedad, depresión e ideación suicida (Scott-Storey et al., 2023; Stubbs & Szoeke, 2022).

Existen numerosos estudios sobre la prevalencia de la violencia de pareja alrededor del mundo. En Asia se reportan índices por arriba del 30%, por ejemplo: Bangladesh, 45.5% (Rayhan & Akter, 2021); Malasia, entre el 4.94% y 35.9%(Kadir Shahar et al., 2020); Jordania, 42.5%; Líbano, 22%; Sudán, 35%; e Irak, 33.4% (Elghossain et al., 2019). En África, las tasas están por encima del 20%: Egipto, 29.4% (Yaya et al., 2021); Etiopía 30% (Chernet & Cherie, 2020); Zimbabue, 43.1% (Iman’ishimwe Mukamana et al., 2020). Mientras, en Europa estos índices oscilan entre el 3% y el 70%, por ejemplo: Inglaterra, entre el 7.1% y el 64%; Portugal, entre el 3.3% y el 54.1%; Hungría, entre el 3.3% y el 46.4%, y Grecia, entre el 5.1% y el 70% (Costa et al., 2015). En Oceanía los porcentajes oscilan entre el 2.9% y el 60% (muestra de ello son los de Australia, del 2.9% al 7.9% (Vos et al., 2006); y Nueva Zelanda, del 39% al 60% (Heard et al., 2020). Finalmente, en América los índices en países de Sudamérica van del 3% al 33%, por ejemplo: Nicaragua, del 8.3% al 27.6% (Ellsberg et al., 2020); Argentina, del 3.9% al 26.9%; Brasil, del 2.1% al 16.9%; Colombia, del 3.8% al 33.3%; Perú, del 2.4% al 31.2% (Bott et al., 2019), mientras que en países de Norteamérica van del 1.4% al 50%: Costa Rica, de 2.5% a 35.9% (Bott et al., 2019); Estados Unidos del .06% al 50%; Canadá, del 1.7% al 35%. México pertenece a esta última región; en este país se han presentado índices de entre el 7.8% y el 24.6% (Bott et al., 2019), y en estudios más recientes se han registrado porcentajes incluso más altos, por ejemplo, del 42% (Hernández et al., 2023; Moya, 2022; Rivera-Rivera et al., 2021).

Las prevalencias elevadas son una expresión de la gravedad de este fenómeno y lo han posicionado como un problema de salud pública (Sarabia, 2018), lo cual ha derivado en la necesidad de identificarlo, prevenirlo y tratarlo. Por lo anterior, la estandarización y validación de la medición de la violencia de pareja es esencial y, para ello, en los últimos años se identifican en la literatura dos marcos teóricos esenciales: el epidemiológico (Oram et al., 2022) y el de género (Johnson, 2011; McKay et al., 2022).

En el modelo epidemiológico, las dimensiones de la violencia son constituidas por las modalidades o espacios de vida en que las personas reciben violencia, los cuales son identificados mediante encuestas, entrevistas clínicas u otras maneras de recolección de información, y son actualizadas según las vivencias de los individuos (Kim et al., 2022; Scott-Storey et al., 2023). Por otro lado, el modelo teórico de género define las dimensiones de la violencia según los antecedentes de cada acto violento y su motivo particular. Por ejemplo, si la violencia se presenta como respuesta a la violencia que se recibe, es considerada resistencia violenta; o bien, si se presenta de manera ocasional ante conflictos o discusiones, se considera como violencia de pareja situacional (Johnson, 2011).

Pese a la utilidad del modelo de género para identificar las causas y motivos de la violencia de pareja, su aplicación demanda el uso de entrevistas o métodos de recolección de datos uno a uno (por ejemplo, McKay et al., 2022), lo que pueden dificultar la obtención de datos masivos, los cuales son necesarios para abordar problemas de salud pública. Por otro lado, el modelo epidemiológico, aunque tradicional, provee claridad en la identificación de distintos tipos de violencia y, aunque no es expresamente construido desde la perspectiva de género, puede ser aplicado considerando los principios de este enfoque, fundamentalmente garantizando mediciones imparciales de las vivencias de hombres y mujeres (De Coster & Heimer, 2021).

A partir del modelo tradicional, en 2022 The Lancet Psychiatry Commissions presentó la Comisión sobre la violencia de la pareja, que es un grupo formado por algunos de los más destacados investigadores en el tema de la violencia de pareja, quienes se encargan de compilar las recomendaciones para los estudios, mediciones o intervenciones que aborden esta temática (Oram et al., 2022). A partir del documento generado en esta comisión, se destaca que la medición de la violencia de pareja debe incluir la identificación de los cuatro tipos de violencia (física, sexual, psicológica y conductas de control y cohesión) a través de experiencias que sean similares para hombres y mujeres, considerando una perspectiva integradora ante la equidad de género y el contexto espaciotemporal, en especial para escalas de prevalencia o uso clínico (Oram et al., 2022). Por todo ello, cualquier escala que actualmente pretenda evaluar la violencia de pareja desde el modelo tradicional, debería ceñirse a las recomendaciones de la Comisión sobre la violencia de pareja de The Lancet Psychiatry Commissions.

En México existen distintos instrumentos que parten del modelo tradicional para la evaluación de la violencia de pareja. Algunos han sido creados específicamente para la medición en mujeres (por ejemplo, Castro et al., 2006; Rey et al., 2004; Valdez-Santiago et al., 2006); otros para la evaluación de experiencias de adolescentes (Hokoda et al., 2006; Rodríguez Franco et al., 2010), y algunos más para la identificación de violencia en medios electrónicos (Jaen-Cortés et al., 2017). Sin embargo, son pocos los instrumentos revisados o validados considerando experiencias de hombres y mujeres: el cuestionario de violencia sufrida y ejercida (CVSEP) (De la Rubia & Sandra, 2015), el inventario Conflict in Adolescent Dating Relationships Inventory (CADRI) revisado en México para adultos (Rull et al., 2012), el Cuestionario de violencia en la pareja (Cienfuegos & Diaz-Loving, 2010), y la Escala de Violencia de Pareja (EVIPAR) (Fernández-Cáceres, 2020).

Aunque las escalas para la evaluación de la violencia de pareja en hombres y mujeres tienen un origen teórico común, muestran variaciones en las dimensiones que pueden medirse con cada uno. El cuestionario CVSEP recupera sólo dos factores: violencia física/sexual y violencia psicológica/económica/social (de la Rubia & Sandra, 2015). El CADRI muestra seis: violencia verbal y psicológica; violencia física; negociación y comunicación; violencia sexual y miscelánea; misceláneo; autocontrol (Rull et al., 2012). A su vez, el cuestionario de violencia de pareja muestra únicamente una dimensión (de la Rubia & Rosales, 2014). Ninguna de estas escalas logra replicar estructuralmente las cuatro dimensiones esperadas en el modelo tradicional (Oram et al., 2022), por lo que una nueva revisión con ellas, aunque pueda recuperar el número de factores correcto, no podrá representar el contenido deseado.

Por su parte, la escala EVIPAR (Fernández-Cáceres, 2020) fue construida a partir de una revisión de literatura profunda y la consideración de las estadísticas de violencia en México y el mundo. Originalmente compuesta por 165 ítems en seis dimensiones, se probó en población mexicana del norte del país, obteniendo una solución final de 82 ítems en cinco dimensiones que evalúan violencia de pareja recibida en los últimos doce meses: violencia psicológica, violencia física, violencia sexual, violencia económica y conductas de coerción, cada una de ellas contando también con evidencias de precisión que muestran un comportamiento adecuado, así como alfas de Cronbach entre .82 y .97 (Fernández-Cáceres, 2020). Al incluir las cuatro dimensiones del modelo tradicional de violencia en la pareja, la evipar se posiciona como la herramienta más prometedora para la evaluación actual de este fenómeno.

Por esas razones, el objetivo de este estudio es la obtención de evidencias de validez (en estructura interna), precisión e imparcialidad de la escala evipar, buscando conservar las dimensiones propuestas por la Comisión sobre la violencia de pareja (Oram et al., 2022) para la medición de este fenómeno, adicionando a ello medidas de precisión y evidencias de medición equitativa para hombres y mujeres.

Método

Se realizó un estudio correlacional con un diseño transversal no experimental, en el cual se obtuvieron evidencias de validez, precisión-confiabilidad e imparcialidad de la escala EVIPAR.

Participantes

Se trabajó con los datos de una muestra por conveniencia de 9 911 personas voluntarias (7 999 mujeres, 1 320 hombres, 3 31 no especificados y tres personas intersexuales) con edades de entre 13 y 60 años, quienes respondieron al instrumento evipar en el periodo de febrero del 2021 a junio del 2023, dentro del Micrositio de Autodiagnóstico de Salud Mental y Adicciones de Centros de Integración Juvenil, A.C. (CIF) en la Ciudad de México.

Para el estudio se incluyó únicamente a aquellas personas cuyo sexo asignado al nacer fuera hombre o mujer, y se excluyeron los datos de los participantes menores de edad. Al filtrar estos casos se obtuvo una muestra de 5 731 personas (5 031 mujeres, 700 hombres) de entre 18 y 60 años, residentes principalmente de la Ciudad de México y Área metropolitana (31.74%), de los cuales el 7.1% pertenece a la comunidad LGBTIQ+ y el 2.7% a una comunidad indígena.

Para realizar los distintos análisis, la muestra de 5 731 personas se dividió en dos submuestras, utilizando el paquete base de r (Team, 2023) a través de la función sample. La primera muestra fue de 1000 personas (500 hombres y 500 mujeres), con quienes se realizó un análisis factorial exploratorio cumpliendo las recomendaciones en el tamaño de la muestra de al menos 10 personas por cada ítem a analizar (Costello & Osborne, 2005; Goretzko et al., 2021); las edades de los participantes de esta submuestra oscilaron entre los 18 y 60 años (M= 29.4, SD= 10.75). Por su parte, la segunda submuestra estuvo compuesta por 600 personas (200 hombres y 400 mujeres), con quienes se ejecutaron los análisis confirmatorios y de funcionamiento diferencial; las edades de estos participantes fluctuaron entre los 18 y 60 años (ME= 28.32, SD= 10.34). El flujo de usuarios se muestra en la Figura 1.

Instrumentos

Se trabajó con la Escala de Violencia en la Pareja (EVIPAR) (Fernández-Cáceres, 2020), que evalúa los comportamientos violentos recibidos dentro de un vínculo de pareja. La escala consta de 82 ítems con un formato de respuesta tipo Likert de 4 puntos (0= Nunca, 3= Casi siempre) con los que se evalúan cinco dimensiones de la violencia: a) Violencia psicológica, definida como los comportamientos y actitudes que la pareja ejerce y afectan la salud mental, emocional o el bienestar cognitivo de su compañero o compañera (por ejemplo: “La hace sentir como si usted estuviera loca”); b) Violencia física, definida como todo comportamiento o acto que ejerce la pareja y que daña la integridad física de su compañero o compañera (por ejemplo: “La ha golpeado con algún palo o cinturón o algún objeto doméstico”); c) Violencia sexual, definida como todo comportamiento o acto que ejerce la pareja y daña la integridad física, psicológica, emocional o el bienestar, en relación con la vida sexual de su compañero o compañera (por ejemplo: “Le exige tener relaciones sexuales, lo quiera usted o no”); d) Violencia económica, definida como todo comportamiento o acto que ejerce la pareja y se dirige a limitar o controlar los recursos económicos o materiales de su compañero o compañera (por ejemplo: “Le ha quitado el dinero que usted gana o consigue”); y e) Control coercitivo, que se define como todo comportamiento o acto dirigido a limitar o controlar el comportamiento de su compañero o compañera en contra de su voluntad (por ejemplo: “Intenta que no vea o hable con su familia”). La escala en su versión original cuenta con evidencias de precisión aceptables para cada uno de los factores, obtenidas a través del coeficiente alfa de Cronbach (entre .82 y .97).

Procedimiento

A través del correo electrónico institucional, dirigido a la dirección sistemas de Centros de Integración Juvenil, A.C., se solicitaron los registros de la aplicación digital de la EVIPAR dentro de la plataforma de Autodiagnóstico en Salud Mental y Adicciones Versión 1.0, el cual es un micrositio de ingreso voluntario destinado al autodiagnóstico de problemáticas en salud mental, adicciones y diversos problemas psicosociales. Dentro del sitio web, los usuarios pueden responder a diversos instrumentos psicométricos y obtener un semáforo de gravedad, así como recomendaciones sobre los padecimientos que deseen autoevaluar y solicitar atención en ellos. Para ello, cada usuario responde a los avisos de privacidad, uso de datos personales y consentimiento informado, los cuales, al ser respondidos de manera afirmativa, permiten el almacenamiento y registro de sus respuestas.

Obtenida la base, se realizó una revisión inicial, eliminando datos perdidos, duplicados o dañados. Tras garantizar que todos los casos eran válidos, se procedió a realizar el proceso de filtrado de casos indicado en la Figura 1; dichos datos se aleatorizaron para conformar las dos submuestras con las que se ejecutarían los análisis psicométricos requeridos.

Análisis de datos

Con la finalidad de revisar y reducir la evipar, se realizaron diversos análisis estadísticos. Para obtener evidencias de validez referidas a la estructura interna y, con ello, aportar información sobre la representación adecuada de los factores teóricos de la violencia de pareja, se ejecutó un primer análisis factorial exploratorio (AFE) con las siguientes especificaciones: extracción por ejes principales y rotación Promax, en la que debido a la naturaleza ordinal de los ítems, se realizó el AFE a partir de una matriz de correlaciones policóricas para obtener factores más consistentes y reproducibles (Costello & Osborne, 2005; Goretzko et al., 2021); se evaluó la adecuación de la muestra y la matriz de correlación a través de análisis Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) (>.85) e índice de esfericidad de Bartlett (Chi cuadrada significativa). Para el factor de decisión de retención de factores se utilizó el análisis paralelo y, como valor mínimo de las cargas factoriales para retener un ítem dentro de un factor, se fijó el criterio de .3. Adicionalmente, se revisaron las cargas factoriales cruzadas garantizando que ningún reactivo tuviese un peso mayor a .2 en otro factor que no fuese el de pertenencia, según las recomendaciones de Costello y Osborne (2005).

Una vez obtenida una versión revisada de la escala total, se eligieron los 5 ítems con mayor representación (a través de la carga factorial) para construir una versión corta del instrumento. Esta versión reducida se revisó en la segunda muestra aleatoria de datos (n= 600),ejecutando un Análisis Factorial Confirmatorio (AFC) con una estimación por Maxima Verosimilitud (ml), el cual se evaluó según los criterios de ajuste dinámico propuesto por Yuan et al. (2016), en el que los criterios CFI y RMSEA se ponderan para obtener los puntos de corte óptimo según el tamaño de la muestra, los grados de libertad y el número de variables observadas. Para los índices restantes se mantienen los criterios clásicos: Chi cuadrada entre grados de libertad (<3), SRMR (<.08) y TLI (>.90) (McNeish et al., 2018).

Para obtener evidencias de precisión, se estimaron tres indicadores: alfa de Cronbach reportando el intervalo de confianza al 95 % (adecuados >.60), omega de McDonald (adecuados >.80) para evaluar el cambio de la precisión a partir de un estimador no sesgado por el tamaño de la muestra, y lambda de Guttman 6 (adecuados >.70) (Hayes & Coutts, 2020; Viladrich et al., 2017).

Finalmente, se obtuvieron evidencias de imparcialidad a través de un análisis de Funcionamiento Diferencial del ítem (DIF, por sus siglas en inglés), en el que se compararon los grupos de hombres y mujeres mediante el método híbrido de regresión logística ordinal usando estimadores del modelo de respuesta graduada de Samejima de la Teoría de Respuesta al ítem para el rasgo latente (variable condicional) (Choi et al., 2011); para el análisis DIF se consideró un ítem sesgado cuando era marcado por el análisis con valor p inferior a .05 en alguno de los tipos de funcionamiento diferencial (uniforme, no uniforme o mixto). Todos los análisis fueron realizados con R 4.3.1 a través de la interfaz de R Studio y las paqueterías: tidyverse, psych, corrplot, EFA.dimensions, mirt, lavaan, lordif y dynamic.

Consideraciones éticas

La participación de cada uno de los usuarios fue voluntaria y anónima. Asimismo, sus registros dentro del Micrositio de Autodiagnóstico de Salud Mental y adicciones versión 1.0, fueron recuperados posteriormente a la lectura y aceptación de los avisos de privacidad, uso de datos personales y consentimiento informado mediante firma digital, siguiendo las recomendaciones de las International Ethical Guidelines for Health-related Research Involving Humans (Council for International Organizations of Medical Sciences (CIOMS), 2016), las Ethical principles of psychologists and code of conduct (American Psychological Association (APA), 2016) y la Declaración Universal de Principios Éticos para Psicólogos (Gauthier, 2008). Tanto el consentimiento informado, como los avisos de privacidad presentados, informaron sobre la política de manejo de datos personales, los riesgos de privacidad y las maneras en que se minimizan dichos riesgos, e hicieron mención del uso de los datos para investigación y publicación.

Por otro lado, el proyecto de investigación que fundamenta el Micrositio de Autodiagnóstico en Salud Mental y Adicciones de Centros de Integración Juvenil, A.C. fue sometido a evaluación del comité de investigación científica de la institución, con el registro “Proy 22-03”. Dicho comité evaluó la pertinencia metodológica y el apego a los criterios éticos necesarios.

Resultados

El primer momento de análisis constó de la exploración de los datos de cada una de las muestras de trabajo en búsqueda de datos perdidos, registros duplicados o errores de tipeo. Al no encontrar ningún dato conflictivo, perdido o en duplicación, se procedió con análisis descriptivos y de frecuencias de las características de los participantes: sexo asignado al nacer, edad, pertenencia a la comunidad LGBTIQ+ y pertenencia a una comunidad indígena; esta información puede observarse en la Tabla 1.

Tras los análisis descriptivos, se llevó a cabo la ejecución de un AFE de correlaciones policóricas. El análisis paralelo indicó 4 factores a retener y, después de la extracción y rotación, se obtuvieron 72 ítems. Sin embargo, existían reactivos con cargas factoriales menores a .3 o con cargas superiores a .3 en más de un factor, por lo que se procedió a la eliminación de cada uno de acuerdo con el siguiente criterio: primero se eliminaron los ítems con cargas menores a .3 y posteriormente, uno por uno, se eliminaron aquellos con múltiples cargas superiores a .3 en diferentes factores. Tras 11 análisis, se obtuvo una solución factorial adecuada con un KMO= .97 y un índice de Bartlett significativo (X.= 82049.9, .< .001), en la que se conservaron 56 ítems distribuidos en 4 factores con los que se explica el 58 % de la varianza; los índices de bondad de ajuste muestran un modelo con un ajuste moderado (x./gl = 5.6, CFI= .90, RMSEA= .06, GFI= .96, RMSR= .03). El resultado de este afe y las medidas de precisión de cada factor se observan en la Tabla 2.

Una vez obtenida una versión completa adecuada, y con la finalidad de crear una versión con mayor facilidad de aplicación y efectividad en tiempos de evaluación, se construyó una versión corta. Para ello se aplicaron dos criterios de elección: se seleccionaron los reactivos con las cargas más altas para cada factor, y se revisó su pertinencia teórica en cuanto a relevancia y representatividad del contenido. Una vez hecho lo anterior, se tomaron los 5 primeros ítems de cada factor para constituir la versión corta de la escala EVIPAR.

Esta versión de 20 ítems se probó en una nueva muestra de datos (n= 600) ejecutando un AFC a través del algoritmo de Máxima Verosimilitud (ML) y estimando los índices de ajustes ponderados por el tamaño de la muestra, de parámetros a estimar y grados de libertad del modelo (Yuan et al., 2016).

El primer modelo mostró un ajuste limitado (x./gl= 3.4, CFI= .913, RMSEA= .063, TLI= .90, SRMR= .052), por lo que se observaron los índices de modificación, en los que se sugirió la covariación de errores entre los ítems 14 y 19 del factor de violencia sexual y entre los reactivos 60 y 54 del factor de violencia física. A partir de estas recomendaciones, se construyeron dos modelos más: el primero incluyendo la covariación de los ítems 14 y 19, y el segundo considerando ambas covariaciones. Al observar los ajustes, sólo el tercer modelo muestra un ajuste adecuado en todos los índices considerados (x./gl= 2.9, CFI_t= .924, RMSEA_t= .054, TLI= .917). Las estimaciones de puntos de corte ponderados para los modelos confirmatorios se observan en la Tabla 3, la comparación de los modelos en la Tabla 4 y el diagrama del tercer modelo en la Gráfica 1.

A partir del tercer modelo confirmatorio de la evipar-s, se obtuvieron índices de precisión-confiabilidad: alfa de Cronbach con intervalos de confianza al 95 %, omega de McDonald y lambda 6 de Guttman para cada factor del instrumento. En todos los casos se encontraron estimaciones adecuadas de precisión entre el .86 y el .93. Los índices obtenidos se pueden observar en la Tabla 5.

Posteriormente, para obtener evidencias de imparcialidad y así hacer posible las comparaciones entre hombres y mujeres, se ejecutó un análisis dif para la variable sexo. Se encontraron cuatro ítems con funcionamiento diferencial: r18, r27, r51 y r62, los que fueron revisados y redactados nuevamente para eliminar sesgos en la respuesta, relacionados con la redacción de los reactivos o universalidad de los conceptos contenidos en ellos. Los resultados completos del análisis dif, así como las curvas características de los ítems identificados, pueden observarse en la Tabla 6 y Gráfica 2, respectivamente.

Al terminar el proceso de revisión, se establecieron los nombres, definiciones e inferencias plausibles de cada factor. Al respecto, la definición detalla los aspectos del dominio comportamental que abarca cada grupo de ítems; por otro lado, las inferencias posibles implican aquellas conclusiones a las que se puede llegar en función de un puntaje total en cada factor. Entre mayor sea el puntaje en cada factor de la EVIPAR-S, más alta será la frecuencia de la agresión. Cada definición e inferencia pueden revisarse en la Tabla 7.

Finalmente, en la Tabla 8 se observan las correlaciones resultantes entre los factores de la escala; en ella se encontraron correlaciones significativas moderadas, con lo que se muestra la naturaleza interrelacionada de las dimensiones de la violencia de pareja.

Discusión

La gravedad del problema de la violencia de pareja en México demanda la existencia de herramientas con las que se le pueda identificar de manera precisa y efectiva a través de medios de aplicación de largo alcance para establecer estimaciones poblacionales que sean confiables. Con dicha finalidad, en esta investigación se realizó la revisión de la escala EVIPAR. Los resultados muestran que es posible realizar inferencias válidas y precisas sobre la violencia de pareja recibida a partir de la EVIPAR y la EVIPAR-S en cuatro dimensiones: violencia psicológica, violencia física, violencia sexual y control coercitivo, con lo cual se respalda su uso como herramienta para evaluar la prevalencia de este fenómeno en hombres y mujeres.

Las evidencias sobre la estructura interna de la EVIPAR y EVIPAR-S representan adecuadamente el modelo teórico del cual parte, al mostrar las cuatro dimensiones esperadas de la violencia en el modelo tradicional: violencia psicológica, violencia física, violencia sexual y conductas de control (Oram et al., 2022). La adecuación a los factores teóricos y las recomendaciones internacionales tiene al menos dos implicaciones. La primera de ellas es la posibilidad de contar con una escala que cuente con equivalencia transcultural, al menos a nivel estructural (para más detalle de los niveles de equivalencia transcultural, ver Boer et al., 2018); es decir, un instrumento equiparable con otros que se construyan y representen adecuadamente este modelo teórico para otros países y culturas: una escala con la que puedan realizarse comparaciones entre países sobre los índices y tipos de violencia más frecuentes. La segunda implicación se relaciona con la vigencia de la medición del fenómeno en México; si bien otras escalas evalúan la violencia de pareja en el país, todas ellas presentan dimensiones que han caído en desuso, por lo que su aplicabilidad social es limitada. La EVIPAR, por su parte, mantiene dimensiones vigentes que permiten la evaluación clara de la tipificación moderna de la violencia de pareja, lo que permite mantener actualizada la medición de este fenómeno en el país.

En cuanto a los aspectos resultantes de la revisión de la versión original de la evipar, destacan algunos elementos. Para comenzar, la pérdida del factor de violencia económica, contenido en la escala original (Fernández-Cáceres, 2020), que puede explicarse a través del cómo se constituyen las dimensiones de la violencia de pareja en la perspectiva tradicional. Según dicho modelo, lo que determina las dimensiones de este fenómeno son las vivencias de las personas y los escenarios en donde ocurren. Así pues, los factores actualizados de la violencia de pareja buscan incluir las vivencias de mayor representatividad a lo largo de todas las poblaciones, estratos económicos y espacios de convivencia en la actualidad (Kim et al., 2022; Oram et al., 2022), por lo que, aunque la violencia económica puede ser una vivencia presente en la mayoría de las parejas casadas o en conyugalia, podría no serlo en otro tipo de configuraciones de pareja actual y, por ello, no conservarse en el instrumento.

Por otro lado, la generación de una versión corta del instrumento surge de la necesidad de crear mediciones más efectivas y breves para su aplicación [American Educational Research Association (AERA) et al., 2018; Freeman, 2022]; si bien la versión larga de la EVIPAR resulta funcional, no es efectiva en la evaluación, dada su longitud, por lo que crear una versión corta era fundamental. Después de una modificación del modelo confirmatorio, el ajuste de la versión corta fue adecuado, mostrando su eficacia para evaluar con solidez las cuatro dimensiones de la versión larga. Las covariaciones requeridas entre el reactivo 14 (“Le controla el tiempo y le hace explicarle a dónde fue o con quién”) y el 19 (“Intenta que no vea o hable con su familia”) no resultan conflictivas, ya que dentro de la dimensión de control coercitivo, se muestran ítems sobre reacciones negativas a la socialización de la pareja, limitación de comportamientos y control del comportamiento. Los reactivos 14 y 19 se relacionan con la subtemática de control del comportamiento, por lo que la covariación de error no es un problema teórico. Un caso similar ocurre con los otros ítems covariados, 60 (“Le exige tener relaciones sexuales, lo quiera o no”) y 54 (“Lo fuerza a hacer actos sexuales que a usted no le gustan ni desea”) del factor violencia sexual, ya que ambos se refieren al intento de forzar alguna actividad sexual en contra de la voluntad de la pareja.

Por último, la existencia de 4 ítems con funcionamiento diferencial para hombres y mujeres motivó la modificación en la redacción de estos reactivos para buscar reducir el sesgo en las vivencias en ellos. No obstante, esta modificación no asegura la imparcialidad en la evaluación de hombres y mujeres, por lo que realizar comparaciones entre las puntuaciones de hombres y mujeres con la versión final de la EVIPAR o EVIPAR-S no es recomendable. Se requiere de una nueva aplicación y análisis dif para verificar si la modificación en la redacción fue efectiva, y si pueden realizarse comparaciones con imparcialidad.

Existen múltiples limitaciones en el estudio. Aunque la EVIPAR y la EVIPAR-S son instrumentos prometedores para la evaluación de la violencia de pareja, por el momento su uso debe restringirse al reporte de prevalencias totales o por factor, procurando no realizar comparaciones de puntajes entre hombres y mujeres, o cualquier otro tipo de población. Asimismo, los análisis realizados se ejecutan dentro del marco de la teoría clásica de los test y con procedimientos dependientes de la muestra, por lo que su generalización es muy limitada. No se puede suponer que el rendimiento estadístico de los instrumentos sea el mismo al variar el tipo de población, tamaño de la muestra o características sociodemográficas, por lo que se recomienda seguir evaluando la escala para diferentes condiciones poblacionales, de manera que se pruebe su eficacia en las variantes que sean de interés.

Por otro lado, el ajuste al modelo confirmatorio covariando ítems implica modificaciones no consideradas originalmente, que podrían suponer desde una configuración factorial distinta, variaciones de respuesta que no considera el modelo original, hasta una falta de ajuste real del modelo original. El ajuste del modelo en este estudio debe tomarse con precaución y, preferiblemente, considerar revisar nuevamente los modelos propuestos en futuros estudios, de manera que se presenten evidencias desde distintas fuentes sobre la solidez de los modelos propuestos para el instrumento.

Referencias

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Información adicional

Declaración de conflicto de intereses: Los autores declaran que no hubo ningún tipo de conflicto de intereses para la elaboración de este manuscrito o la ejecución del estudio que le dio fundamento.