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La Organización Mundial de la Salud (2011) define la vio lencia sexual como todo acto sexual, consumado o no, que es forzado mediante coacción, ya sea por uso de fuerza física en distintos grados, intimidación psicológica, extorsión o amenazas, así como debido a la incapacidad para con- sentir. Puede comprender la violación, el abuso y el acoso sexual, así como la vulneración de derechos fundamentales, como es el caso de la trata de personas con fines de explotación sexual, la mutilación sexual o el matrimonio forzado. Si bien la definición de la Organización Mundial de la Salud (2011) es amplia, la concepción social de la violencia sexual, tanto en legos como en expertos (p.ej., policías, operadores jurídicos), se ciñe frecuentemente a un guion estereotipado de un ataque con forma de violación por un desconocido, con arma y en un lugar desolado, lo que di fiere significativamente de la mayoría de los actos de violencia sexual reales, cuya moda de desarrollo es la comisión por conocidos, en lugares residenciales y sin lesiones (Du Mont, Miller y Myhr, 2003; Logan, Walker y Cole, 2015; Waterhouse, Reynolds e Egan, 2016).

Los estudios a nivel mundial recabados por la Organización Mundial de la Salud (García-Moreno et al., 2013) cuantifican la prevalencia de la violencia física y sexual contra las mujeres por parte de sus parejas en 30 % y en un pro- medio de 7.2 % de las agresiones sexuales fuera del contexto de pareja, que se eleva en Latinoamérica y el Caribe hasta un 10.7 % (con víctimas mayores de 15 años). En tanto, en el contexto europeo, un estudio con muestra proveniente de 10 países informa que 32.2 % de mujeres y 27.1 % de varones, entre 18 y 27 años, habían sufrido alguna forma de violencia sexual, tasa de victimización significativamente mayor en las mujeres respecto a los varones, especialmente en países con menor igualdad de género (utilizando como instrumento de medida el European Index of Gender Equality), y se encontró, además, elevada presencia de alcohol, tanto por parte del agresor como de la víctima (Krahé et al., 2015). Una revisión sistemática de 113 estudios realizados en 27 países europeos reveló una amplia variabilidad en las cifras de victimización sexual entre países, que oscilaban entre 9 y 83 % para las mujeres y entre 2 y 66 % para los hombres, tras excluir la victimización en etapa infantil (Krahé, Tomaszewska, Kuyper y Vanwesenbeeck, 2014).

En Chile, a la fecha, no hay datos integrados sobre la prevalencia de la violencia sexual. En el contexto universitario, una encuesta de victimización realizada con 950 universitarios encontró que 31.2 % de las mujeres infor- mó al menos un incidente de violencia sexual desde los 14 años en adelante y 17.1 % en los últimos 12 meses, con tasas de incidencia significativamente mayores respecto de los hombres. De todos ellos, sólo 2 % presentó denuncia (Lehrer, Lehrer y Koss, 2013; Lehrer, Lehrer y Oyarzún, 2009). Sin embargo, otra encuesta de victimización con 1,135 estudiantes universitarios arrojó unas tasas de victimización significativamente mayores respecto al estudio anterior, tanto en mujeres (51.9 %) como varones (48 %; Schuster, Krahé, Ilabaca Baeza y Muñoz-Reyes, 2016).

Desde el ámbito estatal, la reciente encuesta de victimización de la Subsecretaría de Prevención del Delito del Ministerio del Interior y Seguridad Pública (2017) de Chile revela una tasa de violencia sexual (es decir, uso de fuerza física, intimidación psicológica, extorsión o amenazas) por parte de la pareja o expareja de 2.1 % en el último año y de 6.7 % a lo largo del ciclo vital, con ligero incremento respecto a la encuesta aplicada en 2012, que informó de un 1.8 y 6.3 % en las mismas medidas año/vida. Acorde a este organismo, la tasa de casos policiales por delitos sexuales para Chile oscila entre 50.5 y 65.8 por cada 100 mil habitantes para los últimos 10 años, mientras que para el periodo 2010-2018 el organismo persecutor ingresó 21,548 delitos sexuales (Ministerio Público de Chile, 2019). Da- tos actualizados, para el mismo periodo, muestran que un 85.2 % de las víctimas de delitos sexuales son mujeres y cerca de 40 % adultas mayores de 18 años (Ministerio del Interior y Seguridad Pública, 2019).

No obstante, las cifras precitadas en este ámbito están terciadas por dos fuentes de error: la validez de la medida, debido a que los criterios de inclusión muestral y la definición de violencia sexual difieren entre estudios, desde unas más restrictivas a otras más amplias (Contreras, 2010; Krahé et al., 2014), lo que ocasiona varianza en los resulta- dos, sumado a la cifra de victimización oculta (no denunciada o no informada). Por tanto, si bien no se conoce con exactitud la tasa de victimización real, ésta es muy elevada a tenor de la discrepancia observada sistemáticamente entre las denuncias registradas oficialmente y las encuestas de victimización (Krug, Dahlberg, Mercy, Zwi y Lozano, 2002; Maffioletti Celedón y Huerta Castro, 2011; Ministry of Justice, Home Office y The Office for National Statistics, 2013; Temkin y Krahé, 2008).

En suma, la violencia sexual es un fenómeno criminal transversal, que afecta principalmente a las mujeres, con una alta variabilidad entre países y bajas tasas de denun cia (Breiding et al., 2014; Krahé et al., 2015; Lehrer et al., 2009, 2013), pese a las consecuencias significativas que representa para la salud física y mental de las víctimas (R. Campbell, 2008; Dworkin, Menon, Bystrynski y Allen, 2017; García-Moreno et al., 2013; Mason y Lodrick, 2013; Tjaden y Thoennes, 2006).

El problema de la violencia sexual está fuertemente ligado a creencias y actitudes social y culturalmente enraizadas. Los estudios de campo con perspectiva de género en América Latina y el Caribe han encontrado un arraigo muy elevado de creencias y actitudes ligadas con el sexismo, machismo, inequidad de género y legitimación de la violencia, especialmente la sexual ejercida por las parejas (Chon, 2013; Contreras, 2010; Gracia, Herrero, Lila y Fuente, 2010; Jewkes, Sen y García-Moreno, 2002). Este complejo de creencias, actitudes y estereotipos nocivos ha sido conceptualizado como rape myths (Burt, 1980) o mitos sobre la agresión sexual, que operan perjudicando y generando un clima hostil hacia las víctimas, responsabilizándolas de la agresión, negando o minimizando su impacto y exonerando de culpa al agresor (Burt, 1980; Gerger, Kley, Bohner y Siebler, 2007; Lonsway y Fitzgerald, 1994; Payne, Lonsway y Fitzgerald, 1999). Acorde con Bohner (1998, como se citó en Romero-Sánchez, López Megías, Carretero-Dios y Rincón Neira, 2013), los mitos son “creencias descriptivas o prescriptivas acerca de la violación (sobre sus causas, con- texto, consecuencias, agresores, víctimas y la interacción entre ellos), que sirven para negar, minimizar o justificar la violencia sexual que los hombres ejercen sobre las mujeres” (pp. 122-123). Los contenidos más comunes de los mitos apuntan a la creencia de que las mujeres mienten y acusan falsamente a los hombres (descrédito a las víctimas); que sólo cierto tipo de mujeres son agredidas sexualmente o que disfrutan ser ultrajadas; que son responsables o se merecen las agresiones recibidas por un comportamiento ina- propiado (culpabilización a la víctima); y que se debe a un impulso sexual incontrolable (exoneración del agresor; Bohner, Eyssel, Pina, Siebler y Viki, 2009; Payne et al., 1999).

Estas creencias o distorsiones se han registrado entre los agresores sexuales (Johnson y Beech, 2017; Yapp y Quayle, 2018), en quienes conforman esquemas o estructuras cognitivas que sustentan las agresiones (Bohner et al., 2009; Maruna y Mann, 2006), así como también se encuentran presentes entre la población general (Bohner et al., 2009; LeMaire, Oswald y Russell, 2016; Lonsway y Fitzgerald, 1994; Russell y Hand, 2017). Incluso, se han detectado en los operadores judiciales y policiales (Maier, 2012; Mennicke, Anderson, Oehme y Kennedy, 2014; Page, 2010; Shaw, Campbell, Cain y Feeney, 2017; Sleath y Bull, 2012, 2017), así como en los servicios médicos y psicológicos (R. Campbell, 2008; Mason y Lodrick, 2013; Shechory e Idisis, 2006; Sleath y Bull, 2015).

Estos mitos sobre la agresión sexual presentan una funcionalidad diferente según la población y contexto. Así, éstos desempeñan, entre las mujeres, las funciones de reducción de la percepción de vulnerabilidad subjetiva frente a la victimización, de mayor control y protección de la autoestima (Bohner y Lampridis, 2004; Gerger et al., 2007; Grubb y Harrower, 2009); entre los varones, cumplen la función de racionalizar y justificar las propias tendencias de implicarse en una agresión sexual (Bohner, Jarvis, Eyssel y Siebler, 2005; Bohner et al., 1998; Chiroro, Bohner, Viki y Jarvis, 2004; Eyssel, Bohner y Siebler, 2006). En términos generales, parecen formar parte de un complejo ideológico mayor de tipo conservador, que sostiene la desigualdad social, de género y el statu quo (Canto, Perles y San Martín, 2014; Jankowski, Johnson, Damron y Smischney, 2011; Suarez y Gadalla, 2010; Süssenbach y Bohner, 2011), y mantiene además un rol en la formación de juicios, en los esquemas interpretativos sobre la violencia, en la simplificación de la información y la protección intragrupo (Bongiorno, McKimmie y Masser, 2016; McKimmie, Masser y Bongiorno, 2014; Süssenbach y Bohner, 2011).

Si bien se han construido numerosos instrumentos de medida de los mitos sobre la agresión sexual (p.ej., Burt, 1980; Costin, 1985; Feild, 1978; Payne et al., 1999), cambios socioculturales han dejado desfasadas las medidas tradicionales, siendo la escala Acceptance of Modern Myths about Sexual Aggression (ammsa; Gerger et al., 2007) una de las más actualizadas que demuestra adecuadas propiedades psicométricas. La escala ammsa cubre cinco categorías de contenido: negación del problema de la violencia sexual; oposición a las demandas de las víctimas; falta de apoyo a las políticas diseñadas para mitigar sus efectos; creencias que naturalizan la coerción sexual masculina como parte de las relaciones sexuales; y creencias que excusan a los agresores y culpan a la víctima o las circunstancias (Gerger et al., 2007; Megías, Romero-Sánchez, Durán, Moya y Bohner, 2011; Romero-Sánchez et al., 2013). El instrumento se validó inicialmente en inglés y alemán en cuatro estudios con un total de 1,279 participantes, donde se halló apoyo a una estructura unidimensional, fiable (alfa de Cronbach entre .90 y .95; test.retest entre .67 y .88) y con validez concurrente, discriminante y predictiva (Gerger et al., 2007). Posteriormente, se validó la escala ammsa en la población española (Megías et al., 2011), griega (Han- tzi, Lampridis, Tsantila y Bohner, 2015), estadounidense (Watson, 2016) y colombiana (Romero-Sánchez et al., 2013); mostró la misma estructura unifactorial. Además, se han utilizado versiones abreviadas (Bohner y Schapansky, 2018; Helmke, Kobusch, Rees, Meyer y Bohner, 2014).

Conocida la alta prevalencia de las agresiones sexuales hacia las mujeres (Breiding et al., 2014; García-Moreno et al., 2013; Tjaden y Thoennes, 2006), así como la justificación social (R. Campbell, Dworkin y Cabral, 2009; Harned, 2005), e incluso la falta de amparo judicial (Temkin y Krahé, 2008), se hace necesario contar con instrumentos de medida de la aceptación de los mitos sobre la violencia sexual que sustentan estos juicios sociales y judiciales ajus tados al contexto de evaluación. De hecho, la evaluación de los mitos sobre la agresión sexual es muy sensible a las creencias culturales y a los valores sociales arraigados en temas de género (Contreras, 2010; Vargas, Lila y Catalá- Miñana, 2015), lo que resulta en instrumentos de medida diferentes a nivel mundial (Gerger et al., 2007; Hantzi et al., 2015), e incluso en culturas próximas tal como Espa ña (Megías et al., 2011) y Colombia (Romero-Sánchez et al., 2013). En esta línea, la International Test Commission (2016) estableció como directriz en la adaptación de instru mentos el ajuste a los usos lingüísticos y jerga local (adaptación de significados) y los valores culturales, especialmente a tener en cuenta en la medida de los mitos sobre la agresión sexual (McMahon y Farmer, 2011; Payne et al., 1999). A su vez, también es preciso conocer la importancia del contenido de los mitos (validez) en el contexto sociocultural de aplicación del instrumento (Muñiz, Elosua y Hambleton, 2013; Sousa y Rojjanasrirat, 2011). En consecuencia, para el estudio de los mitos sobre las agresiones sexuales a mujeres en la población chilena es necesaria la adaptación del instrumento original de referencia, la escala ammsa, y su validación. Para ello, nos planteamos una investigación de campo con dos estudios.

ESTUDIO 1

El primer estudio tuvo como objetivo la adaptación de la escala ammsa al contexto chileno ajustando la redacción de los ítems a los valores culturales, usos lingüísticos y jerga local, y someter a prueba la escala en busca del modelo con mejor ajuste a los datos.

Método

Participantes Participantes

Participaron en este estudio 430 individuos, descartándose dos casos por respuestas atípicas (outliers; Greene, 2011) en la escala Other Deception, con lo que quedó constituida finalmente por 428 participantes. Doscientos cuarenta fueron mujeres (56.07 %) y 188 varones (43.93 %), todos mayores de edad (≥ 18 años, . = 41.18, DT = 14.69) y de nacionalidad chilena. El 75 % residían en la Región Metro- politana y un 25 % en otras regiones de Chile. A nivel educativo, 21 (4.91 %) finalizaron la escolaridad, 62 (14.49 %) se encontraban estudiando o con estudios universitarios in- completos, 198 (46.26 %) estudios superiores finalizados y 147 (34.35 %) con estudios de postgrado.

Instrumentos de medida Instrumentos de medida

Se usó la traducción chilena (ver Procedimiento) de la esca- la ammsa (Gerger et al., 2007), tomando como referentes adicionales la adaptación española (Megías et al., 2011) y la colombiana (Romero-Sánchez et al., 2013). La escala está compuesta por 30 ítems con formato de respuesta en escala Likert de siete puntos, situados entre 1 (completamente en desacuerdo) y 7 (completamente en desacuerdo).

Dado que la medida de los mitos sobre la agresión sexual a las mujeres puede estar contaminada de forma sistemática por la deseabilidad social (Gerger et al., 2007; hipótesis a sospechar), se les administró la escala Other Deception (Nichols y Greene, 1991), de la adaptación española del mmpi-2 (Hathaway y McKinley, 1999). Ésta consta de 33 ítems con respuesta en formato dicotómico de verdadero . falso (p.ej., “a veces siento ganas de maldecir” o “no siempre digo la verdad”), que evalúa la influencia de la deseabilidad social en personas que intencionalmente pre- tenden mostrar una imagen favorable de sí o que contestan de forma inconsistente (Arce, Fariña, Seijo y Novo, 2015; Fariña, Redondo, Seijo, Novo y Arce, 2017). Acorde al estudio de Jiménez Gómez, Sánchez Crespo y Ampudia Rueda (2008), la escala muestra adecuada sensibilidad, especificidad y poder predictivo para discriminar entre quienes manipulan la respuesta, así como quienes presentan res- puesta inconsistente, con una probabilidad de clasificación correcta de la distorsión intencionada de las respuestas en línea con la deseabilidad social del 85.8 % y del 90.3 % de mala imagen. Asimismo, la revisión metaanalítica de Baer y Miller (2002) ha confirmado la validez predictiva y discriminante de la escala Other Deception. La alfa de Cronbach en la muestra de este estudio fue de .64.

Por último, se recabaron de los participantes la edad,sexo, nivel de estudios y estado civil.

Procedimiento

En la adaptación chilena de la escala ammsa se siguieron las directrices de la International Test Commission (2016).

Así, la traducción del instrumento ammsa original en inglés al castellano se realizó por dos traductores bilingües arraigados en la cultura chilena. Se compararon las versiones, se zanjaron las discrepancias junto al autor responsable de la investigación y se examinó inversamente su compatibilidad con el inglés (back-translation). Se cotejó el resultado final con las versiones española (Megías et al., 2011) y colombiana (Romero-Sánchez et al., 2013). La versión resultante fue muy similar a la versión española y colombiana con la introducción de jergas y modismos locales (ver la tabla 1).

Asimismo, se realizaron algunas modificaciones en el orden del fraseo de los ítems compuestos por más de una oración, que resultaban complejos para su comprensibilidad (p.ej., ítems 8 y 14). En algún caso, por razones del sentido “cultural” del ítem, se escogió la opción tomada de las versiones en español (ítem 9: “tomar una copa”) en lugar del apego al original (ítem 9: “for a cup of coffee”). El instrumento resultante se administró a una muestra por conveniencia de población general y de estudiantes universitarios con el instrumento en línea, mediante la pla taforma Google Forms, debidamente informados sobre la confidencialidad de los datos (es decir, anonimato de la respuesta), las condiciones (es decir, acceso restringido a los datos por el equipo de investigación, contacto con el investigador responsable, ausencia de riesgos y beneficios) y voluntariedad de la participación (es decir, posibilidad de dejar la encuesta cuando lo deseara).

Análisis de datos

Los datos se analizaron utilizando los programas spss y amos. Se obtuvieron descriptivos generales de la muestra e instrumentos. La validez del modelo (validez de constructo) se contrastó con un análisis factorial confirmatorio sobre la matriz de correlaciones con el método de estimación robusta de máxima verosimilitud (P. Kline, 1994). Como índice de ajuste de los modelos, se utilizó la razón entre la ji cuadrada y los grados de libertad; de la parsimonia de los modelos, el residuo estandarizado cuadrático medio (srmr) y el índice de no centralidad (cfi); y para conocer del incremento del modelo empírico sobre un modelo nulo, el tli o índice de ajuste no normado. Para un ajuste óptimo del modelo, los criterios estimados son para la razón χ² / gl < 2-3, para el srmr < .05, y para el tli y el cfi > .95; en tanto que para un ajuste aceptable o razona- ble, χ² / gl < 4, srmr < .08 y tli y cfi > .90 (Anderson y Gerbing, 1984; Brooke, Russell y Price, 1988; Browne y Cudeck, 1992; Byrne, 2010; Cole, 1987; Hu y Bentler, 1999; R. B. Kline, 2005; Marsh, Balla y McDonald, 1988; Wheaton, Muthén, Alwin y Summers, 1977). Para estimar la validez incrementada entre los modelos empíricos obtenidos, tomamos el índice ifi. Se sustituyó el modelo nulo en ifi por el saturado. Los criterios de decisión, por tanto, no se han de tomar como si fuera comparado con un modelo nulo, sino interpretables a modo de coeficiente de determinación. Para estimar la magnitud del incremento tomamos la categoría “tamaño del efecto más que grande” (. = 1.20) de Monteiro, Vázquez, Seijo y Arce (2018), que se corresponde con un . ² > .26 que deja bajo de sí 80.23 % (P80.23) de los potenciales tamaños del efecto, frente a 57.92 % de una magnitud pequeña, 69.14 % de la moderada y 78.81 % de la grande, respectivamente, de las categorías de Cohen (1988). La estabilidad del modelo se estimó por medio de una validación cruzada dividiendo la muestra en dos grupos, participantes varones y mujeres, impares y pares, con lo que se halló resultados similares, es decir, los modelos son estables.

Asimismo, para la búsqueda del ajuste de un mejor modelo, se seleccionaron los reactivos de mejor desempeño, eliminando ítems con cargas factoriales y correlación ítem-test menores a .40, redundantes o con puntuaciones medias muy disminuidas (< 3). La consistencia inter na del instrumento (fiabilidad) se estimó con la alfa de Cronbach.

El estudio de la validez incrementada se abordó con la t de Student para muestras relacionadas y la validez discri minante con un anova 2 × 2 y la correlación de Pearson para la relación ammsa-14 y Other Deception.

Resultados

Ajuste del modelo de la escala AMMSA. Los resultados del análisis factorial confirmatorio (ver la tabla 2) mostraron que el ajuste del modelo para la escala de 30 ítems no resultaba bueno. En concreto, el tli no informó que el modelo pro- puesto con un único factor mejorara respecto del modelo nulo (tli < .90). Por su parte, la diferencia entre la correlación observada y la correlación predicha (srmr) informó de un ajuste razonable (menor de .08), por lo que se estimaba, en suma, que el ajuste del modelo era mejorable.

Complementariamente, la consistencia interna de la escala (α = .93) advirtió que algunos ítems podía que no aportaran a la medida. Asimismo, observamos que algunos ítems no se relacionaban con el total (rit < .40).

Para mejorar el modelo sobre la base de una potencial sobresaturación, procedimos, en primer lugar, a analizar la aportación de cada ítem a la medida (correlación ítem- test) e identificar los ítems que no están relacionados con el constructo (rit < .40) y que no contribuyen a la medida (incremento en alfa si se elimina): ítems 1, 2, 8, 19 y 30. Seguidamente, pasamos al estudio del efecto de arrastre (ítems redundantes) y del peso en el factor, que deterio ran la estructura factorial (Costello y Osborne, 2005), de donde se identificó los ítems 6 y 9 como redundantes y los ítems 1, 2, 8 y 30 con un peso pequeño en el factor (carga factorial < .40). Finalmente, se cotejó si los ítems estaban sometidos a alguna fuente de sesgo común del método (Podsakoff, MacKenzie, Lee y Podsakoff, 2003).

Sucintamente, los ítems con medias inferiores a 3 no es tán midiendo mitos en la población de referencia, lo que sesga (fundamentalmente debido a diferencias culturales y disimulación), por tanto, la medida. Por este medio se identificó que los ítems 3, 7, 11, 12, 14, 17, 22, 28, 29 y 30 (valores . negativos y significativamente menores que el valor de prueba, 3) sesgaban la medida. Como consecuencia de la aplicación de los anteriores criterios resultó una escala compuesta por 14 ítems. En la tabla 3 se recogen los descriptivos, carga factorial y de consistencia (correlación ítems-test y alfa de Cronbach si se elimina el ítem) para los 14 ítems.

Sometida a prueba la validez de constructo de esta versión reducida de la escala, los resultados mostraron unos índices de ajuste óptimos en srmr (< .08) y χ² / gl (≤ 3) y bueno en tli (> .90) y cfi (> .90). Comparada la validez incrementada de ambos modelos, hallamos que el modelo parsimonioso incrementa sobre el saturado (ifi = .85).

Asimismo, la correlación entre ambas medidas (ammsa de 30 y 14 ítems) fue positiva, elevada y estadísticamente significativa (. = .97, . < .001), compartiendo una varianza de 94.09 %.

Por último, las escalas ammsa-14 y Other Deception se ajustan a una distribución normal (ver la tabla 4).

Fiabilidad y validez discriminante de la escala AMMSA-14. La escala unidimensional de medida de los mitos sobre las agresiones sexuales reducida (14 ítems) fue internamente consistente (α = .90). Además, se ha constatado un incremento significativo (validez incrementada) en la medida de los mitos sobre las agresiones sexuales, . (427) = –5.11, . < .001, . = 0.35. En otras palabras, la escala ha pasado a captar en mayor medida los mitos en la población al aumentar significativamente la media en la población de estudio (. = 3.29, DT = 1.26) con la escala de 14 ítems fren te a la de 30 ítems (. = 3.12, DT = 1.02), ya que puntacio- nes bajas no recogen los mitos sobre las agresiones sexuales (Gerger et al., 2007).

La literatura ha informado sistemáticamente (Duff y Tostevin, 2015; Hockett, Smith, Klausing y Saucier, 2016; Nagel, Matsuo, McIntyre y Morrison, 2005) que los va- rones participan en mayor medida de los mitos sobre las agresiones sexuales que las mujeres y que los individuos con menor nivel educativo son más sensibles a los mitos sobre las agresiones sexuales (validez discriminante; Page, 2007; Süssenbach y Bohner, 2011). Por ello, ejecutamos un anova 2 (género: varones vs. mujeres) × 2 (nivel educativo: formación universitaria vs. formación no universitaria) y hallamos un efecto significativo en la escala ammsa-14 para el factor género, . (1, 424) = 7.69, . = .006, así como para el factor nivel educativo, . (1, 424) = 12.77, . < .001, pero no para la interacción, F (1, 424) = 0.00, p = .947. Enconcreto, los varones participan (M = 3.62, DT = 1.25) demayores mitos sobre las agresiones sexuales que las mujeres(M = 3.19, DT = 1.24; d = 0.34), y los de formación nouniversitaria (M = 3.63, DT = 1.27) que los de formación universitaria(M = 3.11, DT = 1.24; d = 0.41).

Por último, se constató el efecto de la disimulación en la evaluación por medio de la correlación de la puntuación obtenida en la escala ammsa-14 con la obtenida en la escala Other Deception (disimulación), . = .13, de modo que ésta explica 1.70 % de la varianza de los mitos sobre las agresiones sexuales. En consecuencia, la escala es muy poco sensible al error debido al método proveniente de los sesgos de respuesta del evaluado (deseabilidad social). La alfa de Cronbach de la escala Other Deception para nuestros datos fue de .69.

Los resultados (ver la tabla 5) prestaron apoyo a una validez convergente (correlación positiva y de un tamaño más que grande) de la escala ammsa-14 con las escalas de sexismo ambivalente, sexismo hostil y sexismo benevolen te, así como discriminante (correlación baja, < .30) con la deseabilidad social (escala Other Deception). A su vez, la validez convergente fue significativamente mayor en relación con el sexismo benevolente, qc = 0.53, . < .01, y con el sexismo hostil, qc = 0.69, . < .01, que la discriminante. Del mismo modo, la validez convergente con el sexismo hostil fue significativamente mayor que con el sexismo benevolente, qc = 0.17, . < .01. Gerger et al. (2007) sostienen que el sexismo hostil es más afín a los mitos sobre las agresiones sexuales, porque mide actitudes negativas hacia las mujeres, que el benevolente, que engloba actitudes apa rentemente prosociales, aunque sean igualmente de naturaleza sexista. La deseabilidad social no explicó 97.3 % de los mitos sobre las agresiones sexuales (índice de alienación = .97). Por su parte, las distribuciones de la deseabilidad social y los mitos sobre las agresiones sexuales fueron total- mente independientes en 23.2 % (.1 = .232). En relación a la fiabilidad, la escala ammsa-14 ha mostrado de nuevo una consistencia interna muy buena, α = .89. En suma, la escala fue fiable y válida.

ESTUDIO 2

Una vez verificada la validez de constructo y la fiabilidad de la adaptación de la escala ammsa al contexto chileno, nos planteamos un segundo estudio para complementar el análisis de la validez de la escala, en línea con el método definido por D. T. Campbell y Fiske (1959), con otras me didas de validez (convergente) y con constructos diferentes (discriminante), así como si la distancia entre ambas es significativa. También volvimos a estimar la fiabilidad de la escala con lo que conocimos la (in)variabilidad de la misma.

Método

Participantes

Participaron en el estudio 212 individuos, 138 mujeres (65.09 %) y 74 varones (34.91 %), de nacionalidad chilena y mayores de edad (M = 35.83, DT = 14.25). Por la ocupación, 122 (57.55 %) estaban empleados, 61 (28.77 %) eran estudiantes, 17 (8.02 %) estaban desempleados y 12 (5.66 %) en otra situación. A nivel educativo, 138 (65.09 %) completaron estudios universitarios y 74 (34.91 %) no universitarios.

Instrumentos de medida

Se administraron a los participantes las escalas ammsa-14 y Other Deception (ver el Estudio 1) y la adaptación española (Expósito, Moya y Glick, 1998) del Inventario de Sexismo Ambivalente (Glick y Fiske, 1996). El inventario está con- formado por 22 ítems, a los que el participante ha de responder en una escala tipo Likert de seis puntos (totalmente en desacuerdo a totalmente de acuerdo). Se compone por dos subescalas, sexismo benevolente (de 11 ítems) y sexismo hostil (de 11 ítems); se obtiene una puntuación para cada subescala y otra global para el sexismo ambivalente. El in- ventario goza de unas propiedades psicométricas adecua- das: validez de constructo, convergente, discriminante y predictiva, evidenciada a lo largo de numerosos estudios de validación en 19 países, así como una fiabilidad adecuada invariante (Expósito et al., 1998; Glick y Fiske, 1996; Glick et al., 2000). Para la adaptación chilena también se ha mos trado fiable y válida (Cárdenas, Lay, González, Calderón y Alegría, 2010; Mladinic, Saiz, Díaz, Ortega y Oyarce, 1998). La alfa de Cronbach en la muestra de este estudio fue de .88 para la subescala de sexismo benevolente, de .93 para la de sexismo hostil y de .94 para la escala completa.

Procedimiento

Se reiteró el mismo procedimiento descrito en el Estudio 1.

Análisis de datos

Para el estudio de la validez se calcularon las correlaciones entre la escala ammsa-14 y los criterios: sexismo benevolente, sexismo hostil (validez convergente) y deseabilidad social (validez discriminante). Las correlaciones fueron corregidas por la atenuación en el predictor y el criterio. Como criterio para considerar que una correlación confirma validez convergente, Fiske y Campbell (1992) señalan que correlaciones modestas (entre .30 y .50) son suficientes. En consecuencia, la validez discriminante ha de ser menor al límite inferior de la validez convergente (r < .30). A su vez, la validez convergente ha de ser mayor que la discriminante ya que son criterios diferentes y contrapuestos. La validez convergente no es un constructo rígido, sino que admite graduaciones. En este caso, se esperaba que la validez convergente de los mitos sobre las agresiones sexuales con el sexismo fuera más elevada con sexismo hostil que con el benevolente (Gerger et al., 2007). Para contrastar las diferencias entre validez discriminante y convergente, así como los niveles de sensibilidad de la validez convergente, procedimos con el estadístico q para la diferencia de correlaciones. Del mismo modo, las distribuciones de las medidas ammsa-14 y Other Deception deberían ser independientes (no solapadas). Para conocer del grado de independencia calculamos el estadístico U1. Finalmente, estimamos el ín dice de alienación entre la deseabilidad y los mitos sobre las agresiones sexuales que nos informa de la varianza no común. La fiabilidad se estimó con la alfa de Cronbach.

Resultados

Los resultados (ver la tabla 5) prestaron apoyo a una validez convergente (correlación positiva y de un tamaño más que grande) de la escala ammsa-14 con las escalas de sexismo ambivalente, sexismo hostil y sexismo benevolen te, así como discriminante (correlación baja, < .30) con la deseabilidad social (escala Other Deception). A su vez, la validez convergente fue significativamente mayor en relación con el sexismo benevolente, qc = 0.53, p < .01, y con el sexismo hostil, qc = 0.69, p < .01, que la discriminante. Del mismo modo, la validez convergente con el sexismo hostil fue significativamente mayor que con el sexismo be- nevolente, qc = 0.17, p < .01. Gerger et al. (2007) sostienen que el sexismo hostil es más afín a los mitos sobre las agresiones sexuales, porque mide actitudes negativas hacia las mujeres, que el benevolente, que engloba actitudes apa rentemente prosociales, aunque sean igualmente de naturaleza sexista. La deseabilidad social no explicó 97.3 % de los mitos sobre las agresiones sexuales (índice de alienación = .97). Por su parte, las distribuciones de la deseabilidad social y los mitos sobre las agresiones sexuales fueron total- mente independientes en 23.2 % (U1 = .232). En relación a la fiabilidad, la escala ammsa-14 ha mostrado de nuevo una consistencia interna muy buena, α = .89. En suma, la escala fue fiable y válida.

DISCUSIÓN

En línea con el objetivo planteado hemos validado la escala ammsa para su aplicación en la población chilena, al mostrar buenas propiedades psicométricas, alta consistencia interna (α = .89 y .90, que permanece invariable) y validez de constructo, discriminante y convergente con múltiples medidas, en forma convergente con estudios previos (Ger ger et al., 2007; Hantzi et al., 2015; Megías et al., 2011; Romero-Sánchez et al., 2013). Contrariamente a lo esperado (la fiabilidad y, por extensión, la validez, mejora con el número de ítems), la versión reducida, ammsa-14, tiene unas propiedades psicométricas mejores que la versión lar ga, ammsa-30. Esto es así porque la escala original contiene ítems que no aportan a la medida (cargas factoriales o correlaciones ítem-test bajas, es decir, ítems que no miden el mismo constructo que el total), redundantes (altamente correlacionados, esto es, duplicidad de medidas de modo que no aportan a la medida del constructo) o que distor sionan la medida (puntuaciones disminuidas, < 3, que se relacionan con deseabilidad social en las respuestas o con irrelevancia del ítem para la medida).

Cotejado el contenido de los ítems eliminados de la medida, observamos que aquéllos referidos a las categorías de contenido “oposición a las demandas de las víctimas” y “falta de apoyo a las políticas diseñadas para mitigar sus efectos” fueron excluidos de modo sistemático desde el control empírico por introducir un sesgo en la medida, es decir, porque no están midiendo directamente mitos sobre la aceptación de la agresión sexual a mujeres, sino creencias que en esta muestra presentan posiblemente la influencia de otros factores sobre el ítem (p.ej. opinión sobre los po líticos en ítem 19 “cuando los políticos tratan el asunto de las violaciones, lo hacen sobre todo porque este tema atrae a los medios de comunicación”). Este resultado empírico advierte que en la población chilena los reactivos de la categoría de contenido no forman parte de la medida de los mitos sobre la agresión sexual. Este resultado converge con las formulaciones teóricas originales de Burt (1980) y Lonsway y Fitzgerald (1994) que no incluían la categoría de contenido, y con el modelo empírico del otro instrumento de referencia en la medida de los mitos sobre la agresión sexual, la Illinois Rape Myth Acceptance Scale (Payne et al., 1999), así como en su versión revisada (McMahon y Farmer, 2011). Esto es, los datos identifican como medidas de los mitos ideas que sirvan fundamentalmente para justificar, minimizar o negar a priori las agresiones sexuales, en tanto que las creencias sobre las políticas públicas y las demandas de las víctimas no. De cualquier modo, los resultados prestan apoyo a la escala ammsa como medida de la aceptación de mitos sobre la agresión sexual, aunque no todas las categorías de contenido predichas.

Como la fiabilidad se relaciona con la validez, la versión reducida ha mostrado unos índices de validez de constructo (análisis factorial confirmatorio) superiores a los de la versión larga, lo que valida la eficacia del modelo parsimonioso (ammsa-14) para la medida de la aceptación de los mitos sobre la agresión sexual con un incremento de un tamaño del efecto más que grande (.² > .26) sobre la medida saturada. Además, hemos encontrado apoyo empírico a una validez concurrente (multimedida) y discriminante (multimedida). A su vez, la validación concurrente y discriminante se diferencian significativamente (convergencia entre medidas diversas de validez). En suma, la escala ammsa-14 mide la aceptación de mitos sobre la agresión sexual (validez). Por último, se han controlado los sesgos sistemáticos (Podsakoff et al., 2003) derivados de la fuente (es decir, deseabilidad social en la respuesta), de las características de los ítems (es decir, ítems que se relacionan con deseabilidad social en las respuestas) y de los contenidos de los ítems (es decir, ítems que no miden mitos sobre agresión sexual) que contaminan la medida, de modo que la varianza se debe al método y no a la medida (Vilariño, Amado, Vázquez y Arce, 2018).

La versión de la escala ammsa obtenida en este estudio es inicialmente para población chilena por lo que su uso en otro tipo de poblaciones, especialmente hispanas, sólo podría realizarse tras una verificación de que permanece invariante la medida en la población de estudio, esto es, un análisis de la fiabilidad total e ítem a ítem para saber si alguno estuviera contaminado culturalmente en su re dacción. Por su parte, la validez (si mide mitos sobre la agresión sexual) ha de permanecer invariante porque el instrumento mide lo que dice medir en todos los contextos.

Este estudio presenta unas limitaciones que restringen su alcance que es preciso tener en mente. Primera, al ser la participación voluntaria y administrarse el instrumento en red, las características sociológicas de los participantes están sesgadas. Así, hay una sobrerrepresentación de individuos con niveles culturales altos y no están representados individuos sin acceso a las nuevas tecnologías. Si bien el análisis del ajuste del modelo empírico puede corregir los efectos de la infra- y sobrerrepresentación sociológica, no ocurre lo mismo con aquellos estratos no representados. Segunda, la falta de equivalencia exacta entre el instrumento obtenido y el original limita la comparación de los resultados ya que no se está midiendo exactamente lo mismo. No obstante, la alta correlación (r = .97) entre el instrumento original y el adaptado al contexto chileno reduce el error intermedidas a casi trivial.

La validación de la escala ammsa-14 para su aplicación en el contexto chileno abre la puerta a líneas futuras de investigación con población comunitaria que permitan conocer el amparo social a las conductas de violencia sexual sobre la mujer, así como su aplicación a los operadores ju rídicos a fin de identificar la presencia y prevalencia de los mitos sobre la agresión sexual y las funciones que cumplen en cada estrato poblacional. Contar con este instrumento para dimensionar creencias y actitudes sobre la violencia sexual contra las mujeres permite identificar sesgos, difundir conocimiento relevante para los programas de prevención e intervención, mejorar prácticas que hoy sostienen la justificación e impunidad del delito y que impiden su adecuada prevención y persecución. La Organización Mundial de la Salud destaca que las variaciones en la prevalencia de la violencia contra la mujer en las distintas regiones del mundo permite suponer que ésta no es inevitable sino un fenómeno arraigado culturalmente, y como tal, modificable (García-Moreno et al., 2013), siendo la validación de esta escala un esfuerzo en esa dirección.

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Notas de autor

Facultad de Psicología, Campus Vida, s/n. 15782 Santiago de Compostela, A Coruña, España. Correo electrónico: mercedes.novo@usc.es

Información adicional

*: El Ministerio de Economía, Industria y Competitividad [España] financió, en parte, esta investigación en el marco del proyecto con referencia PSI2017-87278-R. Los autores declaran no tener ningún conflicto de intereses

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