Inventario de Pensamientos Distorsionados sobre la Mujer y el Uso de la Violencia - Revisado (IPDMUV-R): propiedades psicométricas

Inventory of Distorted Thoughts about Women and the Use of Violence-Revised (IPDMUV-R): Psychometric properties

 

 

Enrique Echeburua¹, Pedro J. Amor², Belén Sarasua³, Irene Zubizarreta³ y Francisco Pablo Holgado-Tello²

¹ Universidad del País Vasco, San Sebastián (España)
² Universidad Nacional de Educación a Distancia (España)
³ Centro de Violencia de Género (Vitoria, España)

Dirección para correspondencia

 

 

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RESUMEN

Los hombres violentos contra la pareja muestran numerosos sesgos cognitivos relacionados con los roles de género y la legitimación de la violencia. Los objetivos de esta investigación fueron analizar las propiedades psicométricas del Inventario de Pensamientos Distorsionados sobre la Mujer y el Uso de la Violencia-Revisado (IPDMUV-R), depurar sus ítems y comparar la capacidad de predicción de esta versión revisada con otras medidas de su red nomológica. La muestra constó de 463 hombres -241 maltratadores y 222 hombres de la población normativa-, con una edad media de 41.22 años (DT=11.34). Los resultados mostraron índices de ajuste aceptables para una estructura unidimensional del IPDMUV-R (nueva versión de 21 ítems), con un alfa de .74 (superior a la versión inicial de 29 ítems). La puntuación total del IPDMUV-R mostró correlaciones estadísticamente significativas con autoinformes que miden deseabilidad social y sexismo ambivalente. Al analizar los puntos de corte para diferenciar entre agresores y grupo normativo, se observó una mayor capacidad discriminativa del IPDMUV-R en comparación con el IPDMUV y las dimensiones de sexismo hostil y benévolo. En conclusión, se presenta un instrumento con adecuadas propiedades psicométricas que permite detectar sesgos cognitivos en hombres maltratadores y que es de utilidad para el ámbito clínico.

Palabras clave: Sesgos cognitivos; propiedades psicométricas; validación; fiabilidad; maltratadores; IPDMUV-R.

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ABSTRACT

Men who batter are often affected by cognitive distortions related to gender roles and the legitimization of violence as a valid way to solve conflicts. The objectives of this research were: to analyze the psychometric properties of the Inventory of Distorted Thoughts about Women and the Use of Violence-Revised (IPDMUV-R), to delete non-updated items and to compare the predictive ability of the revised version (IPDMUV-R) with other measures of the nomological network. The sample consisted of 463 men (241 batterer men and 222 men of the normative population), with a mean age of 41.22 years (SD=11.34). The results showed acceptable fit indices for a unidimensional structure of IPDMUV-R (new version of 21 items) with an alpha of .74 (higher than the original version of 29 items). The score of IPDMUV-R showed statistically significant correlations with self-reports which measure social desirability and ambivalent sexism. When analyzing the cutoff points to differentiate between batterer men and the normative group, the IPDMUV-R had a higher discriminative ability compared to IPDMUV and hostile and benevolent sexism dimensions. To conclude, an instrument with adequate psychometric properties to detect cognitive biases in violent men against the partner is presented. This instrument is useful for clinical purposes.

Key words: Cognitive bias; psychometric properties; validation; reliability; batterer men; IPDMUV-R.

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Introducción

Los hombres agresores contra la pareja suelen estar afectados por numerosos sesgos cognitivos, relacionados, por una parte, con creencias distorsionadas sobre los roles de género y la inferioridad de la mujer y, por otra, con ideas distorsionadas sobre la legitimación de la violencia como forma de resolver los conflictos (Fernández-Montalvo y Echeburúa, 1997).

En concreto, el sexismo consta de varios componentes (Díaz-Aguado, 2006): 1) el componente cognitivo, que consiste en confundir las diferencias sociales o psicológicas existentes entre hombres y mujeres con las diferencias biológicas ligadas al sexo, con la creencia errónea de que las primeras surgen automática e inevitablemente como consecuencia de las segundas; 2) el componente afectivo, que gira en torno a la forma sexista de construir la identidad y que explica la relación entre la identidad masculina y la violencia que ejercen los hombres, así como la tendencia de las mujeres a sentirse culpables y/o deprimidas; y 3) el componente conductual, que consiste en la tendencia a llevar a la práctica el sexismo a través de la discriminación y la violencia.

La detección de los sesgos cognitivos específicos sirve para orientar los programas terapéuticos con hombres maltratadores (Echeburúa y Fernández-Montalvo, 2007, 2009) y para establecer estrategias preventivas en jóvenes y adolescentes en el entorno educativo (Díaz-Aguado y Martín, 2011; Fox, Hale y Gadd, 2014).

El Inventario de Pensamientos Distorsionados sobre la Mujer y el Uso de la Violencia (IPDMUV) fue diseñado por Echeburúa y Fernández-Montalvo (1998) para evaluar con carácter unidimensional los sesgos cognitivos que presentaban los hombres violentos contra la pareja. Es una herramienta de evaluación de 29 ítems dicotómicos (13 sobre los roles de género e inferioridad de la mujer y 16 sobre la legitimación de la violencia para solucionar problemas) que ha sido muy utilizada en contextos clínicos y de investigación. Al ser muchos los trabajos en que se ha utilizado el IPD-MUV para detectar cambios terapéuticos en los programas con maltratadores (entre otros, Echeburúa y Fernández-Montalvo, 2009; Echeburúa, Sarasua, Zubizarreta y Corral, 2009; Boira, López, Tomás-Aragonés y Gaspar, 2013; Loinaz, 2014), parece adecuado proceder a una validación adecuada de este instrumento.

Ha habido hasta la fecha dos estudios que han llevado a cabo una validación de este instrumento en muestras españolas. En el trabajo de Ferrer, Bosch, Ramis, Torres y Navarro (2006) se aplica el IPDMUV con una modificación en el sistema de respuesta (escala de tipo Likert de 4 puntos) a 1395 universitarios. Se suprimen 4 ítems de la escala original (8, 19, 27, 28 y 29) porque presentan una correlación menor de .30 con la puntuación total y se agrupan los ítems restantes en 4 factores (creencia en la inferioridad de la mujer respecto al hombre; culpabilización de las mujeres víctimas de maltrato; aceptación de la violencia como forma válida para la solución de problemas; y minimización de la violencia contra las mujeres como problema y desculpabilización del maltratador), con una fiabilidad global de la escala de .85 (alfa de Cronbach). La limitación principal de este estudio es que la muestra está compuesta exclusivamente por estudiantes universitarios, con una edad media de 23 años y con casi dos tercios de mujeres (64.4%) y que, por ello, sus resultados no son estrictamente generalizables cuando se utiliza la escala en los programas de tratamiento de maltratadores, que son exclusivamente hombres, de más edad y que ejercen o han ejercido la violencia contra la pareja.

Recientemente se ha realizado una nueva validación (Loinaz, 2014) con 180 agresores de pareja en prisión. Se propone en este estudio utilizar los ítems con un formato de respuesta de tipo Likert y eliminar algunos ítems, bien por sus bajas cargas factoriales o por una aportación escasa a la consistencia de la escala (7, 8, 19 y 28), bien por resultar confuso (27) en su formulación. Asimismo se propone una solución factorial similar a la del estudio de Ferrer et al. (2006). La fiabilidad global de la escala es de .76 (alfa de Cronbach). Este estudio presenta diversas limitaciones: la muestra está constituida exclusivamente por agresores en prisión, que constituyen una pequeña parte (los que han cometido delitos más graves) no representativa del conjunto de agresores contra la pareja; no se ha comparado con un grupo de control de hombres de la población general, lo que impide saber qué es lo específico de los hombres agresores; y no se ha controlado la deseabilidad social ni establecido la validez convergente con otros instrumentos de evaluación en este ámbito.

Por ello, este estudio tiene los siguientes objetivos: a) analizar la estructura factorial del IPDMUV (versión original, que consta de 29 ítems binarios); b) depurar y actualizar la formulación de algunos ítems del IPDMUV que no resultan apropiados o han quedado desfasados tras más de 15 años de la publicación de la versión original, para dotar a la escala revisada (IPDMUV-R) de unas propiedades psicométricas adecuadas; c) comparar la capacidad de predicción del IPD-MUV con otras medidas de su red nomológica; y d) aportar criterios preliminares para interpretar las puntuaciones de la escala en función de los sesgos cognitivos que mide a partir de dos muestras de hombres (violentos contra la pareja y grupo normativo de similares características sociodemográficas).

 

Método

Participantes

En esta investigación participaron 463 hombres con edades comprendidas entre los 17 y 69 años (M = 41.22 y DT = 11.34). De ellos 241 eran agresores que fueron derivados o acudieron voluntariamente a un programa de tratamiento psicológico para hombres que ejercen violencia contra sus parejas, ubicado en el Centro de Asistencia Psicológica para la Violencia familiar y Sexual de la Diputación Foral de Álava (País Vasco, España), desde enero de 2013 a enero de 2015 (52.1% de la muestra, M = 41.80 y DT = 10.52) y hubo 222 hombres de la población normativa (47.9%, M = 40.60 y DT = 12.17), reclutados en esas mismas fechas.

Instrumentos

- Inventario de Pensamientos Distorsionados sobre la Mujer y el Uso de la Violencia (IPDMUV; Echeburúa y Fernández-Montalvo, 1998). Consta de 29 ítems binarios que permiten identificar creencias irracionales en el agresor que están relacionadas con los roles de género y la supuesta inferioridad de la mujer con respecto al hombre (13 ítems), así como con el uso de la violencia como una forma aceptable para resolver conflictos (16 ítems). El rango de la prueba oscila entre 0 y 29 puntos. Cuanto mayor es la puntuación, mayor es el número de distorsiones cognitivas sobre la mujer y el uso de la violencia.

- Inventario de Sexismo Ambivalente (ASI; Ambivalent Sexism Inventory; Glick y Fiske, 1996; versión española de Expósito, Moya y Glick, 1998). Consta de 22 ítems que evalúan dos dimensiones: sexismo hostil (11 ítems; rango de 0 a 55 puntos), que se caracteriza por actitudes prejuiciosas y conductas discriminatorias basadas en la supuesta inferioridad de las mujeres respecto a los hombres, y sexismo benévolo (11 ítems; rango de 0 a 55 puntos), caracterizado por una actitud aparentemente no prejuiciosa que describe a la mujeres como personas frágiles que necesitan cuidado y protección. Cada ítem se responde en una escala tipo Likert que oscila entre 0 ("totalmente en desacuerdo") y 5 ("totalmente de acuerdo"). Cuanto mayor es la puntuación, mayor es la cantidad de sexismo. El ASI mostró buenas propiedades psicométricas en la versión española, con un alfa de Cronbach para la puntuación total de .90 y de .89 y .86 para las subescalas de sexismo hostil y benévolo, respectivamente (Expósito et al., 1998). Asimismo la versión española del ASI, que se caracteriza por una invarianza transcultural, se ha mostrado recientemente con buenas propiedades psicométricas en una muestra de 520 universitarios catalanes (León-Ramírez y Ferrando, 2014).

- Escala de Deseabilidad Social (SDS; Social Desirability Scale; Crowne y Marlowe 1960; versión española de Ferrando y Chico, 2000). Consta de 33 ítems que evalúan la tendencia a distorsionar voluntariamente la imagen de uno mismo por la necesidad de "disimular" o "quedar bien". En esta investigación se ha utilizado la forma C de la escala (Reynolds, 1982), que consta de 13 ítems con formato de respuesta verdadero/falso (1 = verdadero; 0 = falso) y presenta un aceptable nivel de fiabilidad (r_KR-20 = .76). El rango oscila de 0 a 13 puntos. En esta versión se puntúan de forma inversa los ítems, 1, 2, 3, 4, 6, 8, 11 y 12. Cuanto mayor es la puntuación, mayor es la deseabilidad social.

Procedimiento

El grupo de hombres violentos contra la pareja completó todos los instrumentos de evaluación durante las dos sesiones anteriores al comienzo del tratamiento psicológico. A su vez, se buscó un grupo normativo de hombres que no ejercieran violencia contra su pareja y que estuvieran apareados en diferentes variables sociodemográficas (área geográfica, edad, nivel socioeconómico y nivel académico) con el grupo de agresores. Todos los participantes antes de cumplimentar los instrumentos de evaluación firmaron la hoja de consentimiento informado.

Solo se incluyeron en esta investigación a aquellos agresores que respondieron a todos los ítems del IPDMUV. Además, 51 agresores de los 241 respondieron al ASI y la SDS para analizar la validez convergente del IPDMUV y controlar la influencia de la deseabilidad social. De forma similar, se incluyeron en el estudio a aquellos hombres del grupo normativo que respondieron a la totalidad de los ítems del IPDMUV, ASI y SDS.

Análisis estadístico y psicométrico

Se estudió la dimensionalidad del IPDMUV (versión de 29 ítems) a través de los programas FACTOR (Lorenzo-Seva y Ferrando, 2006) y LISREL Joreskog y Sorbom, 1996); se aplicó un Análisis Factorial Exploratorio (AFE) y se estudiaron las cargas factoriales, los residuales y los índices de modificación. En el proceso de depuración de ítems, además de tener en cuenta estos resultados estadísticos, se consideraron criterios teóricos. La versión depurada de este inventario quedó conformada por 21 ítems (ver Apéndice). Posteriormente se estudió la dimensionalidad de la versión final (IPD-MUV-R) mediante el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC); dada la naturaleza de los datos, se emplearon correlaciones tetracóricas y el método de estimación de mínimos cuadrados no ponderados (ULS) (Yang-Wallentin, Joreskog, y Luo, 2010; Morata y Holgado, 2013). Por otra parte, se estudió la capacidad discriminativa de los ítems seleccionados comparando dos grupos (agresores y grupo normativo) mediante los estadísticos χ² (significación estadística) y g de Hedges (tamaño del efecto). Más adelante, se analizaron las propiedades psicométricas básicas -media, desviación típica, asimetría, curtosis y alfa de Cronbach- del IPDMUV (versión inicial y versión depurada de 21 items), ASI y SDS tanto para la muestra de agresores como para la del grupo normativo de hombres. Se estudió la validez concurrente del IPDMUV-R con el ASI y la SDS a partir del cálculo del coeficiente de correlación de Pearson. Finalmente, se hizo un estudio de puntos de corte para diferenciar entre agresores y no agresores (grupo normativo de hombres) mediante el análisis de la curva ROC (Receiver-Operating Characteristics) del IPD-MUV (versión inicial y versión depurada) y se comparó el IPDMUV-R con el resto de los instrumentos utilizados. También se aplicó un análisis discriminante para evaluar la capacidad discriminativa de las variables evaluadas -distorsiones cognitivas (IPDMUV-R), sexismo (ASI) y deseabilidad social (SDS)- con respecto al grupo de agresores y grupo de control. Se utilizaron los programas estadísticos FACTOR 10.3.01, SPSS 19 y LISREL 8.71.

 

Resultados

Análisis dimensional y estructural del Inventario de Pensamientos Distorsionados sobre la Mujer y el Uso de la Violencia

Se empleó un AFE mediante el programa FACTOR para estudiar de forma preliminar la dimensionalidad del IPDMUV. Los resultados sugerían la existencia de un factor relacionado con creencias distorsionadas sobre la mujer y el uso de la violencia. A partir de esta información, y dado que el modelo teórico era conocido, se puso a prueba a través del AFC un modelo definido por una sola dimensión, relacionada con los sesgos cognitivos anteriormente señalados, compuesto por los 29 ítems del inventario original. Sin embargo, los índices de ajuste para este modelo unidimensional de 29 ítems no fueron aceptables: χ² (df = 377; p = .0001) = 11349.68; RMSEA (Root Mean Square Error of Approximation) = .25 (el intervalo de confianza del 90% osciló entre .25 y .25); SRMR (Standardized Root Mean Square Residual) = .15; GFI (Global Fit Index) = .82; AGFI (Adjusted Goodness of Fit Index) = .80; CFI (Comparative Fit Index) = 1.00; NFI (Normed Fit Index) = 1.00; y NNFI (Non-Normed Fit Index) = 1.00. Este resultado sugiere la necesidad de depurar y analizar los ítems de este instrumento.

Con este fin se analizaron los 29 elementos integrando dos perspectivas: estadística (analizando sus cargas factoriales, los residuos y los índices de modificación mediante los programas FACTOR y LISREL) y teórica (revisando el contenido y adecuación de los ítems). Tras la revisión de los 29 elementos se optó por eliminar ocho ítems (12, 14, 17, 19, 21, 26, 27 y 28).

Específicamente, se observó mediante el AFE que los ocho ítems eliminados carecían de comunalidad o que esta era muy baja (ítem 26 = .055) respecto a la variable latente. Asimismo los ocho ítems mostraban unas cargas factoriales muy bajas (alrededor de .02), excepto el ítem 26, que tenía una carga factorial de .142. Por otra parte, al analizar la solución completamente estandarizada del AFC, los ítems 19 y 27 mostraban una relación inversa con la variable latente. Al revisar su contenido - "La mayoría de los hombres que agreden a sus parejas piensan que su comportamiento está justificado" (19) y "Cuando tus vecinos se están pegando, es responsabilidad tuya intervenir" (27)-, se constata que su formulación no evalúa distorsiones cognitivas sino conocimientos acerca de las creencias que tienen los agresores sobre su comportamiento violento (ítem 19) o del comportamiento cívico esperable y que puede estar condicionado por las circunstancias (ítem 27).

De modo similar, tras analizar el contenido del resto de ítems propuestos para ser eliminados, se observó que la formulación del ítem 12 -Si una mujer tiene dinero, no tiene por qué soportar una relación en la que existe violencia- es una pregunta compleja que puede interpretarse de varias formas y el ítem 28 alude más a un tema legal que a un pensamiento distorsionado (Siempre es un delito que un hombre pegue a una mujer). Por otra parte, los ítems 14 (Si un niño pega a tu hijo, este debe responderle de la misma forma), 17 (Las bofetadas son a veces necesarias) y 21 (Los golpes en el trasero [a un niño] son a veces necesarios) comparten entre sí contenidos específicos y que no están relacionados claramente con la variable latente. Al analizar los índices de modificación, se observó que el ítem 21 mostraba un patrón de correlación alto con los errores de los elementos 14 y 17. Asimismo, el porcentaje de respuestas afirmativas respecto a estos tres ítems fue superior en el grupo normativo que en el de agresores, identificándose diferencias estadísticas en los ítems 14 y 17, con un coeficiente phi de .115 y .106, respectivamente. Finalmente, tras analizar los residuales y los índices de modificación, se observó que también el ítem 26 (Las mujeres a menudo lesionan también a sus parejas) presentaba un patrón de correlación muy alto con errores de los elementos (5, 9, 10, 11, 12 y 21).

Análisis dimensional y estructural de la nueva versión del IPDMUV (IPDMUV-R) y capacidad discriminativa de los ítems

Una vez depurado el IPDMUV, el nuevo instrumento (IPDMUV-R) quedó conformado por 21 ítems (1, 2, 3, 4, 5, 6, 7, 8, 9, 10, 11, 13, 15, 16, 18, 20, 22, 23, 24, 25 y 29). Al analizar la estructura unidimensional del IPDMUV-R mediante el AFC, se observaron unos índices de ajuste aceptables: χ² (df = 189; p = .0001) = 573.66; RMSEA = .066 (con un intervalo de confianza del 90% que osciló entre .060 y .073); SRMR = .062; GFI = .94; AGFI = .93; CFI = 1,00; NFI = 1.00; y NNFI = 1.00.

Por otra parte, de los 21 ítems del IPDMUV-R, la mayoría discriminaba entre agresores y población normativa (a mayor porcentaje de respuestas afirmativas en cada ítem, mayor probabilidad de pertenecer al grupo de agresores). El ítem 20 era el que más discriminaba (magnitud grande), seguido de los ítems 4 y 11 (magnitud media) y de los ítems 3, 6, 7, 8, 9, 10, 13, 15, 16, 22, 23 y 29 (con magnitudes pequeñas o próximas a medias). Por último, se identificaron seis ítems que estadísticamente no discriminaban entre agresores y población normativa (ítems 1, 2, 5, 18, 24 y 25). Sin embargo, por razones de coherencia psicológica del instrumento y de interés desde el punto de vista de la intervención clínica se decidió mantenerlos (ver Tablas 1 y 2).

 

 

Estudio y comparación de las propiedades psicométricas básicas del IPDMUV, IPDMUV-R, ASI y SDS

Por otra parte, aunque las dos versiones del IPDMUV (29 ítems y 21 ítems) diferenciaban con significación estadística entre el grupo de agresores y el grupo normativo, se observó un mayor tamaño del efecto para la versión de 21 ítems (g de Hedges = .72) que para la de 29 ítems (g = .45). De forma similar, la escala de sexismo benévolo y la puntuación promedio también diferenciaron estadísticamente y con magnitud media entre el grupo de agresores y el grupo normativo (ver tabla 3); en cambio, la escala de sexismo hostil no diferenció con significación estadística entre estos dos grupos. Por último, la puntuación media en la escala de deseabilidad social permitió diferenciar estadísticamente entre el grupo de agresores y el grupo normativo. Los agresores puntuaron más en esta dimensión que el grupo normativo con una magnitud media (g = .55).

Análisis de la validez concurrente del IPDMUV-R

Se estudiaron las correlaciones entre el IPDMUV-R y las dimensiones de la escala de sexismo ambivalente y la escala de deseabilidad social a partir de una submuestra de agresores (n = 51) y del grupo de hombres normativo (n = 222). Se encontraron correlaciones estadísticamente significativas entre el IPDMUV-R y las dimensiones de sexismo ambivalente en ambos grupos, siendo mayores en el grupo de agresores -sexismo hostil (r = .54), sexismo benévolo (r = .59) y puntuación promedio en sexismo (r = .62)- que en el grupo normativo -sexismo hostil (r = .37), sexismo benévolo (r = .26) y puntuación promedio en sexismo (r = .37)-. En cambio, no se encontraron correlaciones estadísticamente significativas entre la puntuación total en el IPDMUV-R y la Escala de Deseabilidad Social, tanto para la submuestra de agresores (r = .10; p - .490) como para la muestra normativa (r = -.10; p - .150).

Análisis de la curva ROC del IPDMUV y del IPD-MUV-R

Se realizó un estudio de puntos de corte para diferenciar entre agresores (n = 241) y grupo normativo de hombres (n = 222) mediante el análisis de la curva ROC del IPDMUV. Al comparar las dos versiones (IPDMUV de 29 ítems e IPDMUV-R de 21 ítems), se observó una mayor capacidad discriminativa del IPDMUV-R. Concretamente, el IPD-MUV-R deja un área bajo la curva mayor (.699, p - .000, con un intervalo de confianza al 95% comprendido entre .652 y .747) que el IPDMUV de 29 ítems (.627, p - .000, con un intervalo de confianza al 95% comprendido entre .577 y .678). En la Figura 1 se muestran las curvas ROC superpuestas de las dos versiones de este instrumento. Finalmente, en la tabla 4 se señalan los diferentes índices descriptivos para definir los puntos de corte. Así, con un punto de corte de cinco, el IPDMUV-R clasificaría correctamente al 58% de los agresores y al 15% de los participantes de la población normativa. Es decir, clasificaría correctamente a 174 participantes (141 verdaderos positivos y 33 verdaderos negativos), mientras que habría 100 falsos negativos y 189 falsos positivos. En cambio, con un punto de corte de ocho el IPDMUV-R clasificaría correctamente al 85% de los agresores pero solo al 3% de los participantes de la población normativa. En resumen, dando prioridad a la sensibilidad, el punto de corte de ocho podría ser adecuado dado que en este contexto conviene detectar a los posibles agresores para intervenir sobre las distorsiones cognitivas.

 

 

 

Comparación de diferentes predictores para discriminar entre agresores y no agresores

Se analizó la curva ROC de diferentes predictores -IPDMUV-R, sexismo hostil y sexismo benévolo del ASI y puntuación total en la escala de deseabilidad social- en un subgrupo de agresores (n = 51) y en el grupo normativo de hombres (n = 222). De todos los predictores se observó una mayor capacidad discriminativa del IPDMUV-R seguido del sexismo benévolo y de la deseabilidad social. Concretamente, el área que deja bajo la curva el IPDMUV-R es de .741, p - .000 (con un intervalo de confianza al 95% comprendido entre .665 y .818). A su vez, el sexismo benévolo deja un área bajo la curva de .659, p - .000 (con un intervalo de confianza al 95% comprendido entre .566 y .753) y la puntuación promedio en sexismo deja un área bajo la curva de .614, p - .011 (con un intervalo de confianza al 95% comprendido entre .522 y .706). La deseabilidad social deja un área bajo la curva de .644, p = .001 (con un intervalo de confianza al 95% comprendido entre .558 y .730). En cambio, la capacidad predictiva del sexismo hostil no fue estadísticamente significativa, dejando un área bajo la curva de .542, p = .354) (con un intervalo de confianza al 95% comprendido entre .457 y .626).

Finamente, se evaluó la capacidad discriminativa de diferentes predictores -IPDMUV-R, ASI-hostil, ASI-benévolo y SDS- respecto al grupo de agresores y al grupo de control. La función discriminante resultó significativa: χ² (df = 4; p =.000) = 60.48; se obtuvo una correlación canónica de .45. A partir de la matriz de estructura, se observó que la puntuación total en el IPDMUV-R (.75) era la variable que definía en mayor medida la función discriminante, seguida de la dimensión de sexismo benévolo (.50) y de deseabilidad social (.42). En cambio, la dimensión de sexismo hostil compartía muy poco con la función discriminante (.10). Mediante la utilización de estos predictores se logró clasificar correctamente al 75.8% de los casos (68.6% de los agresores y 77.5% del grupo normativo).

 

Discusión

Si hay una relación entre las actitudes sexistas y la violencia en las relaciones de pareja (León-Ramírez y Ferrando, 2014), detectar los sesgos cognitivos en relación con los estereotipos de género y la justificación de la violencia machista desempeña un papel muy importante en el ámbito de la prevención primaria y de la intervención con hombres violentos contra la pareja. En este último caso se trata de adaptar los programas de tratamiento a las características específicas de estos hombres. En este estudio se ha llevado a cabo, con una muestra amplia de maltratadores y no maltratadores en un entorno comunitario, la validación en población española del IPDMUV-R, en donde se han analizado la dimensionalidad, la fiabilidad y la validez convergente y discriminante del instrumento. Asimismo se han analizado los puntos de corte para discriminar entre los hombres agresores y los no agresores. La propuesta final es una escala más reducida de 21 ítems (el IPDMUV-R), en donde se han depurado de la versión inicial los ítems que no guardaban relación con la variable latente, estaban planteados erróneamente o que han quedado desfasados con el paso del tiempo (Apéndice).

Más específicamente, la versión depurada y actualizada de 21 ítems del IPDMUV-R supone una mejora en las propiedades psicométricas y en la validez de contenido con respecto a la versión original de 29 ítems. En la nueva versión se eliminan ocho ítems (12, 14, 17, 19, 21, 26, 27 y 28): los ítems 12, 19, 26, 27 y 28 porque presentan una formulación incorrecta o compleja que se traduce en una baja comunalidad o incluso una relación inversa con la variable latente (ítems 19 y 27); y los ítems 14, 17 y 21 porque, además de tener una baja comunalidad con la dimensión subyacente, su contenido se relaciona con creencias polémicas y muy debatidas a nivel popular (de hecho en los ítems 14 y 17 el grupo normativo obtuvo una puntuación estadísticamente superior que el grupo de agresores) y cuya respuesta puede estar condicionada en parte por la deseabilidad social. En dos investigaciones previas (Ferrer et al., 2006; Loinaz, 2014) los ítems 19, 27 y 28 también han sido propuestos para ser eliminados.

En este estudio el IPDMUV-R permite discriminar de forma significativa entre agresores de pareja y no agresores en mayor medida que el sexismo benévolo y hostil del ASI. Asimismo en el estudio de Torres y López-Zafra (2010) se ha observado también que, según el IPDMUV, los presos por violencia de género mantienen actitudes más negativas hacia la mujer, llegando a culpabilizarlas del maltrato ocasionado por ellos, en comparación a los hombres no reclusos.

Sin embargo, a diferencia de los estudios de validación previos (Ferrer et al., 2006; Loinaz, 2014), el IPDMUV-R presenta una estructura unidimensional, con un formato de respuesta dicotómico (que evita la tendencia de respuesta central), y cuenta como valor añadido con elementos para poder interpretar las puntuaciones de los participantes y, de esta forma, facilitar la posible detección de personas con sesgos cognitivos en relación con los pensamientos distorsionados sobre la mujer y el uso de la violencia. El punto de corte propuesto es de 8 para discriminar a los agresores (o potenciales agresores) de los no agresores. En relación con ello, nos gustaría enfatizar la validez de las decisiones que se puedan llegar a tomar con esta medida. La escala está midiendo un concepto de una enorme relevancia social, y cuando es usada para clasificar a las personas según su población de referencia, muestra una sensibilidad aceptable. En este sentido la escala puede ser de gran ayuda para predecir la conducta violenta de las personas con estas distorsiones cognitivas, para proteger a las víctimas (Echeburúa, Corral y Amor, 2002) y para individualizar el tratamiento en aquellos hombres que buscan ayuda por este problema.

Este instrumento, en su versión original, ha mostrado ser sensible al cambio terapéutico en diversos estudios con muestras amplias (Echeburúa et al., 2009; Echeburúa y Fernández-Montalvo, 2009), si bien en otros estudios no ha mostrado serlo (Boira et al., 2013; Loinaz, 2014). Las discrepancias en este punto pueden deberse a la formulación de algunos de los ítems, o a las distintas muestras utilizadas (comunitarias, con suspensión condicional de condena o en prisión). Si bien se requiere más investigación al respecto, hay bases teóricas y empíricas sólidas para considerar que la reducción o desaparición de la violencia contra la pareja está asociada a la modificación de las distorsiones cognitivas en relación con la mujer y la violencia (Carbajosa, Boira y Tomás-Aragonés, 2013; Echeburúa, 2013; Echeburúa, Fernández-Montalvo y Amor, 2006; Lila, Oliver, Galiana y Gracia, 2013).

Este estudio presenta algunas limitaciones. Teniendo en cuenta que existen diversos tipos de hombres violentos (Amor, Echeburúa y Loinaz, 2009), la muestra de agresores, aun siendo amplia, está constituida por hombres que acuden voluntariamente a un programa de tratamiento, pero no es representativa de los maltratadores que, en función del reproche social hacia estas conductas, minimizan el problema y no acuden a un dispositivo asistencia! Desde una perspectiva metodológica, y debido a las dificultades en la obtención de la muestra de agresores, no se realizó una validación cruzada, algo recomendable para proponer una versión mejorada con más garantías psicométricas. Y finalmente, aunque el instrumento permite discriminar de forma aceptable entre agresores y población normativa, su fiabilidad no fue muy elevada.

Otra línea de investigación futura es la comparación del instrumento en diferentes tipos de maltratadores en tratamiento (a nivel comunitario, de suspensión condicional de la pena y de prisión) mediante una validación cruzada para depurar las propiedades psicométricas del instrumento y poder establecer un diagnóstico diferencial en estos subgrupos respecto a las distorsiones cognitivas. Además, puede ser conveniente, como se ha realizado en estudios previos (Ferrer et al., 2006; Loinaz, 2014), la utilización de una escala de tipo Likert para comprobar si la fiabilidad de la prueba se incrementa o no respecto a la utilización de ítems dicotómicos. Por último, sería conveniente indagar acerca de la baja capacidad predictiva de la dimensión de sexismo hostil para diferenciar entre agresores y población normativa (si se debe al contexto de evaluación, a la deseabilidad social, a la influencia de campañas preventivas sobre la violencia de género o al nivel educativo).

 

Referencias

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Dirección para correspondencia:
Enrique Echeburúa.
Facultad de Psicología
Universidad del País Vasco
Avda. de Tolosa, 70
20018 San Sebastián (España)
E-mail: enrique.echeburua@ehu.eus

Artículo recibido: 02-07-2015
Revisado: 25-10-2015
Aceptado: 19-11-2015