Inventario de Sexismo Ambivalente: Invarianza factorial entre géneros y relación con la violencia de pareja



Descargar 62,24 Kb.
Fecha de conversión25.07.2017
Tamaño62,24 Kb.

Inventario de Sexismo Ambivalente:

Invarianza factorial entre géneros y relación con la violencia de pareja


Ambivalent Sexism Inventory: Factorial invariance by gender and relation with intimate partner violence




Resumen

La Teoría del Sexismo Ambivalente propone que el sexismo es un constructo multidimensional compuesto por dos tipos de creencias sexistas, unas de carácter hostil y otras de tipo benevolente. El objetivo principal de este estudio fue analizar la invarianza factorial entre géneros del instrumento derivado de esta teoría y su relación con la violencia de pareja. El Inventario de Sexismo Ambivalente (ISA) (Glick & Fiske, 1996) fue respondido mediante un formulario online por 745 participantes de ambos sexos de población general de Argentina con edades comprendidas entre los 18 y los 45 años. El ISA demostró puntuaciones y una estructura factorial invariantes entre hombres y mujeres. La relación entre las puntuaciones en el ISA y la violencia de pareja varió en función del tipo de violencia considerado (amenazas vs violencia física) y el género del miembro de la pareja. Las puntuaciones en Sexismo Hostil fueron mayores en las mujeres que ejercieron violencia física comparadas con otras mujeres, pero no en los hombres. También fueron superiores en quienes sufrieron esta conducta, tanto hombres como mujeres. Se discuten las implicancias de estos resultados a la luz de estudios previos que emplean el ISA, principalmente en población de habla hispana.


Palabras clave: Sexismo ambivalente. Invarianza factorial. Validez concurrente. Violencia de pareja. Estudio instrumental.

Abstract
The Ambivalent Sexism Theory proposes that sexism is a multidimensional construct composed of two types of sexist beliefs, some hostile and others benevolent. The main objective of this study was to analyze the factorial invariance by gender of the instrument derived from this theory and its concurrent validity with a measure of partner violence. The Ambivalent Sexism Inventory (ASI) (Glick & Fiske, 1996) was answered through an online form by 745 participants of both sexes from an Argentinean general population sample aged between 18 and 45 years old. The ASI demonstrated invariant scores and factor structure between men and women. The relationships found between ASI scores and partner violence varied according to the type of violence (threats vs physical violence) and gender. Hostile Sexism scores were higher in women who exercised physical violence, compared to non violent women, but not differences were found in men. Furthermore, higher HS were found in both men and women who suffered from this behavior. The implications of these results are discussed in light of previous studies using the ASI, mainly in the Spanish-speaking population.
Key words: Ambivalent sexism. Factorial invariance. Concurrent validity. Intimate partner violence. Instrumental study.

Introducción


Tradicionalmente el sexismo ha sido definido como un tipo particular de prejuicio hacia las mujeres caracterizado por una actitud negativa y antipatía hacia ellas (Allport, 1954; Expósito, Moya, & Glick, 1998). En la década de los ’90 las actitudes sexistas se volvieron más sutiles y ambivalentes en relación a décadas anteriores y un nuevo modelo planteó al sexismo no sólo como una actitud de rechazo hacia las mujeres, sino también como atribuciones de rasgos positivos que son propios del estereotipo de la mujer (Glick & Fiske, 2011). Así, el sexismo sería un constructo integrado por dos componentes diferenciados aunque interrelacionados: el sexismo hostil (SH) y el sexis­mo benévolo (SB) (Glick & Fiske, 1997). El primero se refiere a las actitudes negativas hacia las mujeres considerándolas débiles e inferiores respecto a los hombres, concepción que se asemeja a la clásica definición de prejuicio (Allport, 1954). El segundo alude al conjun­to de actitudes sexistas hacia las mujeres considerándolas de forma estereotipada y limitadas a ciertos roles (madre, esposa, ama de casa). Son actitudes que, si bien llevan un tono afectivo positivo, enfatizan su debilidad y necesidad de protección por parte de los hombres. Tanto el SH como el SB se originarían en condiciones biológicas y sociales comunes en los grupos humanos, a saber: el patriarcado, la diferenciación de los géneros y la reproducción sexual (Glick et al., 2000).

El Inventario de Sexismo Ambivalente (ISA) es un instrumento de autoinforme diseñado para explorar estas actitudes (Glick & Fiske, 1996). Se compone de dos subescalas, sexismo hostil (SH) y sexismo benevolente (SB), cada una conformada por 11 ítems. Aunque inicialmente se propuso que las tres condiciones (patriarcado, diferenciación de género y reproducción o intimidad) estarían presentes tanto en el SH como en el SB, los análisis factoriales y sus contrastes transnacionales han mostrado al SH como un constructo unifactorial, mientras que aquellos subcomponentes solo se comprobaron para el SB (Glick et al., 2000; Glick & Fiske, 1996). El primer subcomponente del SB, denominado paternalismo protector, supone la creencia de que las mujeres deben ser protegidas y cuidadas por los hombres debido a su estado de dependencia y debilidad. El segundo subcomponente, la diferenciación de género complementario, se refiere a la creencia de que las mujeres tienen muchos aspectos positivos que complementan a los de los hombres, compensando aquellos rasgos que estos carecen. Finalmente, la intimidad heterosexual benevolente refleja la creencia de la necesidad de una relación heterosexual para que los hombres y mujeres puedan ser realmente felices (Glick & Fiske, 1996).

La primera versión en español fue traducida de la escala original con la diferencia de que presentaba todos los enunciados en el mismo sentido, es decir, los ítems expresaban una afirmación con juicios sexistas de modo tal que a mayor acuerdo con tales afirmaciones, mayor sexismo (la versión original del ISA tenía seis ítems invertidos). Para su validación se administró a dos muestras independientes, una de 298 universitarios y otra de 1110 varones adultos de población general de España (Expósito et al., 1998). Se encontraron buenas propiedades psicométricas y el análisis factorial confirmatorio concluyó que el modelo compuesto por dos factores (el SH y SB) y tres subfactores del SB era el que mejor se ajustaba a los datos (Expósito et al., 1998). Esta versión demostró buenos índices de fiabilidad en un estudio posterior con una muestra comunitaria de Galicia conformada por cerca de 1000 adultos (Glick, Lameiras, & Castro, 2002). Un reciente estudio en el País Vasco que administró el ISA en 1378 universitarios incluyó entre los modelos de contraste un modelo de seis factores. Al igual que estudios previos el modelo de segundo orden resultó superador sobre el resto (Ibabe, Arnoso, & Elgorriaga, 2016).

Posteriormente, la versión española fue adaptada para un estudio en Chile donde se administró el inventario modificado en una muestra de 220 universitarios (Cárdenas, Lay, González, Calderón, & Alegría, 2010). En la adaptación, los ítems fueron simplificados en su redacción (por ej. el ítem 1 original “Aun cuando un hombre logre muchas cosas en su vida, nunca podrá sentirse verdaderamente completo a menos que tenga el amor de una mujer” fue reemplazado con “Un hombre no está verdaderamente completo sin el amor de una mujer”). En el análisis factorial confirmatorio probaron tres modelos, uno de un solo factor (sexismo), otro de dos factores (SH y SB) y un último modelo de cuatro factores de primer orden que fue el que mejor ajuste logró (Cárdenas et al., 2010).


La versión española también se empleó en una muestra de 238 cadetes en formación militar en Argentina (Zubieta, Beramendi, Sosa, & Torres, 2011). Aunque no analizaron la dimensionalidad del inventario, las puntuaciones medias que reportan empleando las categorías de respuesta originalmente propuestas (de 0 a 5) resultan de utilidad a los fines de la comparación. Años más tarde se probaría en este país una versión adaptada del ISA que partió de un análisis conceptual y de una adecuación idiomática de la versión original del ISA (Glick et al., 2000). Posteriormente fue administrado a una muestra mixta de universitarios y empleados compuesta por 345 sujetos (53% varones) con una edad promedio de 28 años. El instrumento alcanzó niveles satisfactorios de fiabilidad (α=.87), el AFC ratificó la estructura original y el modelo de segundo orden presentó buenos índices de ajuste (Vaamonde & Omar, 2012).

Entre las diferencias de las versiones en español se encuentran la formulación de los ítems y la variación en las categorías de respuesta. No obstante estas diferencias, los resultados entre los países son relativamente estables en relación a la estructura bifactorial del instrumento.

Otra diferencia transcultural esperable está en relación a las puntuaciones medias en el ISA. Se ha propuesto que países con mayor desigualdad de oportunidades entre hombres y mujeres presentarían índices de sexismo más altos (Glick et al., 2000). El índice GDI (Gender Development Index) es una forma de un índice más global de desarrollo humano de las Naciones Unidas que permite comparaciones entre géneros en relación a expectativa de vida, educación y calidad de vida. En el estudio trasnacional con el ISA se encontró que tanto el SH como el SB fueron predictores de la desigualdad de género en los países (Glick et al., 2000). Entre los países de habla hispana que han publicado resultados con el ISA, España se ubica en el puesto 27 (de 188) del GDI. Bastante más atrás se ubican Chile (puesto 38) y Argentina (puesto 45) (United Nations Development Programme, 2016). En base a esto una hipótesis a contrastar en este estudio fue que la muestra de Argentina presentaría puntuaciones más altas que las registradas en estudios de España.

También, el sexismo ambivalente se ha encontrado asociado a la violencia de pareja en estudios con agresores de pareja y con muestras comunitarias(Allen, Swan, & Raghavan, 2009; Lila, Oliver, Catalá-Miñana, & Conchell, 2014; Pérez Ramírez & Martínez García, 2010; Yamawaki, Ostenson, & Brown, 2009)y en estudios metanalíticos (Capaldi, Knoble, Shortt, & Kim, 2012; Stith, Smith, Penn, Ward, & Tritt, 2004). No obstante, la evidencia hasta la fecha no es concluyente principalmente en cuanto a la magnitud de su efecto (Allen et al., 2009), pues hay estudios que han encontrado solo débiles asociaciones entre las variables (Ibabe et al., 2016; Stith et al., 2004). Una variable que parece mediar la fuerza de tal asociación son las creencias que justifican la violencia hacia la pareja (Glick, Sakalli-Ugurlu, Ferreira, & Souza, 2002). Un estudio previo en el contexto de la presente investigación encontró en un grupo de 103 estudiantes de nivel secundario una correlación positiva y significativa entre las creencias sexistas (en el sentido de sexismo tradicional) y las creencias sobre la violencia de pareja, pero no así entre las primeras y la violencia de pareja (Furlani & Salas, 2015).



En resumen, el SH y el SB se plantearon como ideologías complementarias, persistentes entre las culturas, que justifican el sometimiento y dependencia de las mujeres que promueve el patriarcado (Glick et al., 2000). El presente es un estudio cuantitativo y transversal cuyo objetivo es el análisis de las propiedades psicométricas del ISA, incluyendo un estudio de invariancia factorial en población general de Córdoba (Argentina). Asimismo se busca evaluar el valor predictivo de las dimensiones del ISA en relación a indicadores de violencia hacia la pareja,


Método

Participantes


Una encuesta online fue respondida de manera voluntaria y anónima por 745personas (74,5% mujeres) con edades comprendidas entre los 18 y los 45 años, con una media de edad de 25,8 años (DS= 6,2) y sin diferencias significativas en la edad entre mujeres y varones. Dos tercios de la muestra contaban con un nivel educativo universitario (66,7%) y el 40,8% vivían en localidades de más de 500 mil habitantes. Tampoco hubo diferencias significativas entre géneros respecto al máximo nivel educativo alcanzado o en la cantidad de habitantes de la localidad donde residían.

Variables e instrumentos


Variables sociodemográficas: Mediante preguntas directas se recogió información sobre género (masculino, femenino), edad, nivel educativo máximo alcanzado (primario, secundario, terciario, universitario), país y provincia de residencia, y número de habitantes en la ciudad de residencia (<10.000, 10mil-100mil, 100mil-500mil, >500mil).

Sexismo ambivalente: Para este estudio se empleó la versión chilena del ISA (Cárdenas et al., 2010) por dos motivos principales. El primero es que esta versión presenta una redacción más breve y directa de los ítems comparada con otras versiones en español, esto la hace más comprensible y más rápida en su administración. En segundo lugar, esta versión del ISA está basada en la versión facilitada por los autores lo que indica un reflejo más fiel de la versión original (Cárdenas et al., 2010) que fue construída siguiendo un criterio pragmático para una administración y puntuación simple y breve. En la versión original (Glick & Fiske, 1996) algunos ítems tenían codificación inversa (3, 6, 7, 13,18 y 21) y fueron reformulados en la siguiente versión para su codificación directa (Glick et al., 2000). En las adaptaciones a diferentes culturas algunos autores encontraron que las traducciones de los ítems invertidos del ISA, expresados como enunciados negativos, no se ajustaban bien. Si bien en el estudio transnacional estos ítems fueron eliminados de los análisis, los autores recomendaron utilizar la escala completa con los enunciados redactados de manera afirmativa en estudios posteriores (Glick et al., 2000). Los 11 ítems que conforman cada subescala se responden en una escala tipo Likert con seis alternativas de respuesta que van de 0 (muy en desacuerdo) a 5 (muy de acuerdo).

Conducta violenta: Para identificar la presencia de conductas violentas hacia la pareja se consideraron tres ítems de la versión en español de la Escala Modificada de Tácticas de Conflicto (M-CTS) (Muñoz-Rivas, Rodríguez, Gómez, O’Leary, & Del Pilar González, 2007). El uso de ítems específicos más que escalas completas es una estrategia empleada en estudios previos de temas similares (Allen et al., 2009). Los ítems seleccionados fueron: He amenazado con tirar un objeto o golpear con él a mi pareja, y su versión para la pareja “Mi pareja ha amenazado con tirarme un objeto o golpearme con él”, y una variable que combinaba dos ítems referidos a la violencia física “He golpeado o pateado a mi pareja” y “He abofeteado a mi pareja”, y sus versiones para la pareja. Cada ítem se respondía en una escala tipo Likert de cinco niveles (nunca, rara vez, algunas veces, a menudo, muy a menudo). Dada la baja prevalencia de estas conductas y la amplia desviación en la distribución de frecuencias, estos ítems fueron dicotomizados para el análisis de datos (0=nunca sucedió; 1= sucedió al menos una vez). Sesenta sujetos que reportaron nunca haber tenido una pareja fueron eliminados de los análisis que incluían esta variable.
Procedimiento

Los sujetos fueron invitados a completar la encuesta online mediante anuncios en las redes sociales (principalmente Facebook) y en correos electrónicos publicados por un grupo de 10 estudiantes universitarios que colaboraron en la recogida de datos y por los autores de este trabajo. La invitación a participar aclaraba los objetivos y aspectos metodológicos del estudio, así como el carácter anónimo y confidencial de las respuestas. El e-mail de la investigadora principal era facilitado para aclarar dudas con respecto al estudio. Los datos aquí procesados refieren a respuestas recibidas durante dos semanas del mes de octubre de 2016.



Resultados


Análisis factorial confirmatorio: Con el propósito de evaluar si el modelo teórico subyacente al ISA se ajusta adecuadamente a la muestra de Argentina, se llevó a cabo un AFC empleando el método de estimación de Máximas Probabilidades a través del programa AMOS 21 (Arbuckle, 2013). Se pusieron a prueba dos modelos: el primero donde se delimitaron dos factores de primer orden (SH y SB) (figura 1) y un segundo modelo con un factor unidimensional (SH) y los tres subfactores (paternalismo protector, diferenciación de género complementario e intimidad heterosexual) que conforman el factor de segundo orden SB (figura 2).
*****Figuras 1 y 2*******
Para evaluar el ajuste de los modelos se emplearon los siguientes indicadores: Razón de chi cuadrado sobre grados de libertad (CMIN/DF), índice de Ajuste Comparativo (CFI), Índice de Bondad del Ajuste (GFI), Índice Tucker-Lewis (TLI), Error cuadrático medio de aproximación (RMSEA). Se consideraron como aceptables para el CMIN/DF valores inferiores a 3 (Kline, 2016) y para CFI, GFI y TLI valores superiores a ,90. Para el RMSEA valores inferiores a ,05 se consideran óptimos, mientras que entre ,05 y ,08 serían aceptables (Hu & Bentler, 1995).

La tabla 1 muestra que el modelo 1 (de dos factores) no presentó un ajuste adecuado en la muestra en ninguno de los índices evaluados, mientras que en el modelo 2 (que contempla la existencia de factores de segundo orden) los índices de ajuste resultaron satisfactorios, con excepción del valor de CMIN/DF, el cual estuvo ligeramente por encima de lo esperado (Kline, 2016). No obstante, algunos autores sugieren aceptar valores de CMIN/DF menores a 5 cuando los otros índices son satisfactorios (Schumacker & Lomax, 2004). Debido a que el modelo 2 demostró un mejor ajuste en los datos, los análisis a continuación se basan en este modelo.


***** Tabla 1 *****
Todos los parámetros estimados estandarizados resultaron significativos a un nivel de p<,001 y oscilaron entre ,38 y ,95 denotando un adecuado peso factorial de los ítems en los factores correspondientes. Estos resultados se mantienen constantes cuando se analiza la muestra según el género (tabla 2).
****** Tabla 2*****
Por último se realizó un estudio de invarianza factorial con el propósito de evaluar si el modelo teórico del ISA se ajusta de manera adecuada a los datos tanto del grupo de hombres, como de mujeres. Para ello se propuso un modelo de base (modelo de segundo orden, ver tabla 2) y otros dos modelos, uno que restringe los pesos factoriales y otro que, a las restricciones anteriores, le añade restricciones en las varianzas y covarianzas de los factores. Para evaluar los resultados de invarianza factorial se tuvieron en cuenta las diferencias entre el modelo de base y los modelos restringidos en el CMIN/DF y en el CFI. Para que la estructura factorial resulte invariante las diferencias en CMIN/DF no deberían ser estadísticamente significativas, mientras que las diferencias en CFI no deberían ser iguales o superiores a ,01 (Cheung & Rensvold, 2002). Los resultados apoyan la hipótesis de invarianza factorial entre los géneros observándose diferencias no significativas entre los CMIN/DF de los modelos y diferencias mínimas entre los CFI de los modelos (tabla 3).
****** Tabla 3 *****
Fiabilidad de las puntuaciones brutas: La escala SH unidimensional, con alfa = 0.91, probó (como en otras muestras de diversos países) ser más consistente internamente que la escala multidimensional SB, para la cual el alfa fue de 0.85. También se examinó la fiabilidad de cada dimensión del SB, los valores alfa fueron 0.62 para el paternalismo protector, 0.75 para la diferenciación de género complementario y 0.78 para la intimidad heterosexual. Los índices de discriminación por ítem (correlaciones ítem-total corregidas) estuvieron por encima de 0.30, los más bajos fueron para el ítem 3 (0.33) y para el ítem 6 (0.36).
Correlaciones entre SH y SB: Las subescalas SH y SB mostraron una estrecha correlación entre sí (r= .68 en la muestra total), soportando la noción de que aunque son diferentes dimensiones del constructo sexismo (como lo demostraron los análisis factoriales), ambas son formas asociadas de sexismo. Este resultado fue similar entre géneros (tabla 4).
****** Tabla 4 *****

Puntuaciones medias en SH y SB: A pesar de que los postulados teóricos predicen mayores puntuaciones de sexismo ambivalente en los hombres, no hubo diferencias significativas entre hombres y mujeres en las puntuaciones medias del ISA (tabla 5).
***** Tabla 5 *****

Validez concurrente: Investigaciones previas han demostrado que el sexismo ambivalente podría ser un buen predictor de la violencia contra la pareja. En este estudio entre el 15% y el 18% de la muestra afirmó haber amenazado con golpear o golpeó efectivamente a su pareja al menos una vez, mientras que entre un 12% y un 14% afirmó haber sufrido estas conductas por parte de su pareja. En ningún caso se registraron diferencias significativas entre géneros en la distribución de violencia ejercida o sufrida.

En términos generales, quienes ejercieron o sufrieron violencia presentaron puntuaciones más altas en SH y SB. No obstante, las diferencias no fueron significativas en todos los casos. Las creencias sexistas parecen tener una influencia sobre la violencia de pareja que varía en función del género y la direccionalidad de la violencia. Comparados con participantes de su mismo género que no habían mostrado estas conductas los varones que habían manifestado amenazas contra sus parejas presentaron puntuaciones en SB significativamente más altas, y las mujeres que ejercieron violencia al menos una vez presentaron mayores puntuaciones de SH comparadas con las mujeres que nunca ejercieron esta conducta (tabla 6).


***** Tabla 6 *****

Por otra parte, las puntuaciones en el ISA no se diferenciaron entre quienes habían sufrido amenazas, pero fueron superiores en las mujeres que habían sufrido violencia física. También los hombres que sufrieron violencia mostraron medias significativamente superiores en SB comparados con otros hombres que nunca sufrieron violencia (tabla 7).


***** Tabla 7 *****

Discusión


El objetivo del presente estudio fue analizar la estructura factorial, su invarianza entre géneros y la validez concurrente del ISA en población argentina. Para ello se analizaron las respuestas de 745sujetos que respondieron de manera anónima y voluntaria el ISA y un instrumento de violencia de pareja en un formulario online. En términos generales, los resultados aportan evidencia al hallazgo del ISAcomo un instrumento válido y fiable para la medición del sexismo ambivalente en contextos culturales diferentes a aquel en el que fue creado. En este estudio el ISA mostró buena fiabilidad en las subescalas. Al igual que en estudios previos, el SH mostró mayores índices de fiabilidad que el SB (Allen et al., 2009; Expósito et al., 1998). Esto es esperable dado que el análisis factorial indica que el sexismo hostil es un constructo unidimensional, mientras que el sexismo ambivalente estaría compuesto por tres subfactores (Glick et al., 2000). Este modelo de segundo orden demostró superioridad al ser comparado con uno unidimensional y otro bidimensional de primer orden, en consonancia con estudios anteriores que emplean versiones en español (Expósito et al., 1998; Glick et al., 2000). Estos datos son consistentes con la teoría que propone que además de la clásica concepción del sexismo como un prejuicio que define a las mujeres como inferiores, éste se compone de actitudes positivas hacia ellas basadas en la necesidad y dependencia que los varones tienen de las mujeres y que siguen limitándolas a ciertos roles (madres y esposas) (Expósito et al., 1998).

Por otra parte, tal como la teoría del Sexismo Ambivalente predice, el SH y SB mostraron fuertes correlaciones entre ellas y con la puntuación total del inventario, tanto en hombres como en mujeres. Estas correlaciones fueron levemente superiores a las reportadas en el artículo de Glick et al. (2000). La magnitud de estas correlaciones soporta la idea de que el SH y el SB actúan como formas complementarias de sexismo en ambos géneros.

Otro objetivo del presente estudio fue analizar la invarianza factorial del ISA entre hombres y mujeres. Los resultados indicaron que la estructura mencionada ajustó adecuadamente y de manera invariante en ambos grupos, esto es consistente con los hallazgos reportados en el artículo de Glick et al. (2000) para nueve países participantes del estudio para su validación transnacional. Dos ideas relacionadas se derivan de los resultados, por un lado que las actitudes que mantienen el estereotipo de la mujer débil y dependiente no son exclusivas de los hombres, y por el otro, que se conforman de manera similar en hombres y mujeres. Este hallazgo implicaría que los esfuerzos para reducir las creencias sexistas deberían estar orientados a personas de ambos sexos, especialmente en períodos evolutivos tempranos cuando estas actitudes comienzan a conformarse.

Dado que el sexismo se basa en el mantenimiento del poder y de una identidad distintiva y positiva por parte de los hombres respecto a las mujeres, junto a deseos ambivalentes de intimidad y dominación sexual, era de esperar que los hombres obtengan puntuaciones superiores en sexismo que las mujeres, especialmente en SH (Expósito et al., 1998; Glick et al., 2000; Glick, Lameiras, et al., 2002). No obstante, no encontramos diferencias significativas en las medias de hombres y mujeres. Por lo tanto, la idea de que transculturalmente las mujeres (en comparación con los hombres) rechazan el SH pero aceptan frecuentemente el SB (Glick et al., 2000) no se vería soportada por nuestros datos. Otros estudios que también cuestionan esta hipótesis han reportado puntuaciones similares entre hombres y mujeres en SB (Expósito et al., 1998; Glick et al., 2000) o incluso superiores en las mujeres (Glick et al., 2000; Glick, Lameiras, et al., 2002).

También lo datos cuestionan la idea que los países con menores índices de igualdad tendrán mayores niveles de sexismo en su comunidad (Glick & Fiske, 1996). Los niveles de sexismo hallados en esta muestra de Argentina son menores a los reportados en países cercanos geográfica y culturalmente, como Chile (por ej. Cárdenas et al., 2010), pero también menores a los reportados en España que es un país con mayores indicadores de igualdad de género (Garaigordobil, 2013). El elevado nivel educativo y el mayor número de mujeres jóvenes en nuestra muestra, podría explicar los niveles de sexismo más bajos. Otra explicación, aunque no sea posible de contrastar en el presente estudio, podría estar relacionada con el impacto en la respuestas de una masiva marcha nacional convocada por la organización feminista “Ni una menos” en contra de la violencia hacia la mujer en una fecha coincidente con el período de recogida de datos (Giacometti, 2016). Estudios previos del ámbito de la Psicología Social han descripto que el impacto de los movimientos sociales en las creencias individuales es aún mayor ante la percepción de una situación de crisis (Flood & Pease, 2006). Sería posible hipotetizar que una percepción así se genere en países con altas tasas de femicidio y carentes de registros oficiales como es Argentina (Lichiziner, 2016).

Un indicador de validez de una escala es su relación con variables con las que, ya sea por razones teóricas o empíricas, se le supone una asociación. Este estudio aporta información sobre la validez concurrente del ISA con una medida de violencia de pareja autoinformada. A pesar de que estudios previos encuentran relación entre estas variables (Allen et al., 2009), en conjunto nuestros hallazgos cuestionan el rol de las actitudes sexistas como predictoras directas y por excelencia de la violencia de pareja. Otros estudios habían reportado solo débiles asociaciones entre las variables (Capaldi et al., 2012; Furlani & Salas, 2015; Ibabe et al., 2016; Stith et al., 2004) y los resultados aquí presentados indican que la asociación parece variar cuando aspectos más específicos, como la direccionalidad y la modalidad de la violencia son considerados.

Tampoco la hipótesis que propone que las mujeres que adhieren más al SB tendrían un efecto protector para la violencia sufrida es aplicable en este caso, sino más bien lo opuesto. En esta muestra las mujeres que reportaron haber sido víctimas de violencia física por parte de una pareja presentaron niveles más altos de SH y SB.

Entre las principales fortalezas de este estudio se encuentran los análisis de las propiedades psicométricas considerando el género de los participantes, el análisis de su validez concurrente con medidas de violencia y el esfuerzo en la comparación de resultados con aquellos de otros entornos culturales. Este último punto, a pesar de que la modificación en las categorías de respuesta dificultan la comparabilidad de resultados.

La cantidad de sujetos en este estudio resultó adecuada para los análisis realizados y duplica la muestra del estudio argentino previo. La modalidad online permitió tener respuestas de diversas provincias lo que podría favorecer la variabilidad en las respuestas al provenir de ámbitos culturales diversos.

Futuros estudios serían beneficiosos al profundizar en el análisis de la relación identificada entre las experiencias de victimización en la pareja y las creencias sexistas. Una posible línea de trabajo sería analizar estas relaciones en el marco de los tipos diádicos (Straus, 2014), pues es posible que en el grupo de víctimas haya quienes lo son como consecuencia de haber agredido a su pareja quien tomó una represalia (violencia bidireccional) o como víctima pura (no agredió a la pareja). El análisis de los tipos diádicos ha demostrado utilidad en la diferenciación entre parejas con alta conflictividad donde la violencia bidireccional es frecuente y los casos de violencia de género propiamente dicha donde el hombre ejerce poder y control de la mujer a través del miedo y el dominio de su víctima (Straus & Gozjolko, 2014). Estudios locales han demostrado que aproximadamente en una quinta parte de las parejas donde la violencia ocurre ésta corresponde a esa última categoría (Arbach, Nguyen, & Bobbio, 2015). Por otra parte, las actitudes sexistas podrían inhibir la respuesta ante la violencia sufrida, y de este modo evitar que cese. Además esta relación podría estar mediada por otros factores no explorados en este estudio, aunque revisados en otras investigaciones como por ejemplo las creencias que justifican la violencia contra la pareja (Glick, Sakalli-Ugurlu, et al., 2002; Ibabe et al., 2016).

Futuros estudios también serían provechosos al explorar las propiedades de esta herramienta en poblaciones con bajos niveles lectrocomprensivos, dado que la complejidad de algunos ítems podría alterar la calidad de las respuestas. La versión simplificada que aquí empleamos está pensada para formar parte de un protocolo de evaluación de agresores de pareja y, como tal, su simplicidad y brevedad son características deseables.

Contar con herramientas válidas y fiables es un requisito ineludible en el campo aplicado de la Psicología (APA Presidential Task Force on Evidence-Based Practice, 2006). Nuestros resultados apoyan la idea de que el sexismo ambivalente es un constructo transcultural invariable entre hombres y mujeres, y que el ASI es una medida válida y fiable en población argentina. Este hallazgo tiene repercusiones en distintos niveles: teórico, pues soporta la hipótesis de su origen en las condiciones biológicas y sociales comunes a los grupos humanos (Glick & Fiske, 1996); práctico, pues destaca la importancia de contar con versiones validadas localmente a la vez que sugiere que cualquier esfuerzo por combatir las actitudes sexistas debería orientarse tanto a hombres como a mujeres en cualquier momento vital. Finalmente las repercusiones en la investigación, pues se han propuesto interrogantes diversos que aún se encuentran en debate en la literatura internacional y quedan por explorar en futuros estudios.



Referencias


Allen, C. T., Swan, S. C., & Raghavan, C. (2009). Gender symmetry, sexism, and intimate partner violence. Journal of Interpersonal Violence, 24(11), 1816–1834.

Allport, G. W. (1954). The nature of prejudice. Reading, MA: Addison-Wesley.

APA Presidential Task Force on Evidence-Based Practice. (2006). Evidence-based practice in psychology. American Psychologist, 61(4), 271–285.

Arbach, K., Nguyen, T., & Bobbio, A. (2015). Violencia física en el noviazgo: análisis de los tipos diádicos en población argentina. Revista Argentina de Ciencias Del Comportamiento, 7, 38–46.

Arbuckle, J. L. (2013). AMOS (Version 21). Chicago: IBM SPSS.

Capaldi, D. M., Knoble, N. B., Shortt, J. W., & Kim, H. K. (2012). A systematic review of risk factors for intimate partner violence. Partner Abuse, 3(2), 231–280.

Cárdenas, M., Lay, S.-L., González, C., Calderón, C., & Alegría, I. (2010). Ambivalent Sexism Inventory: adaptation, validation and relationship to psychosocial variables. Salud & Sociedad, 1(2), 125–135.

Cheung, G. W., & Rensvold, R. B. (2002). Evaluating goodness-of-fit indexes for testing measurement invariance. Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal, 9(2), 233–255.

Expósito, F., Moya, M. C., & Glick, P. (1998). Sexismo ambivalente: medición y correlatos. Revista de Psicología Social, 13(2), 159–169.

Flood, M., & Pease, B. (2006). The factors influencing community attitudes in relation to violence against women: a critical review of the literature. Carlton South, Vic: VicHealth.

Furlani, C., & Salas, T. (2015). Creencias sobre roles de género y violencia en el noviazgo. (Tesis de grado). Universidad Nacional de Córdoba.

Garaigordobil, M. (2013). Sexismo y alexitimia: correlaciones y diferencias en función del género, la edad, y el nivel de estudios. Anales de Psicologia, 29(2), 368–377.

Giacometti, M. (2016, October 19). Multitudinaria marcha contra la violencia de género y los femicidios. Ámbito. Retrieved from http://www.ambito.com/859387-multitudinaria-marcha-contra-la-violencia-de-genero-y-los-femicidios

Glick, P., & Fiske, S. T. (1996). The Ambivalent Sexism Inventory: differentiating hostile and benevolent sexism. Journal of Personality and Social Psychology, 70(3), 491–512.

Glick, P., & Fiske, S. T. (1997). Hostile and benevolent sexism: Measuring ambivalent sexist attitudes toward women. Psychology of Women Quarterly, 21, 119–135.

Glick, P., & Fiske, S. T. (2011). Ambivalent Sexism revisited. Psychology of Women Quarterly, 35(3), 530–535. http://doi.org/10.1177/0361684311414832

Glick, P., Fiske, S. T., Mladinic, A., Saiz, J. L., Abrams, D., Masser, B., … López López, W. (2000). Beyond prejudice as simple antipathy: hostile and benevolent sexism across cultures. Journal of Personality and Social Psychology, 79(5), 763–775.

Glick, P., Lameiras, M., & Castro, Y. R. (2002). Education and catholic religiosity as predictors of hostile and benevolent sexism toward women and men. Sex Roles, 47(9–10), 433–441.

Glick, P., Sakalli-Ugurlu, N., Ferreira, M. C., & Souza, M. A. de. (2002). Ambivalent Sexism and attitudes toward wife abuse in Turkey and Brazil. Psychology of Women Quarterly, 26(4), 292–297.

Hu, L., & Bentler, P. (1995). Evaluating model fit. In R. Hoyle (Ed.), Structural equation modelling: concepts, issues and applications (pp. 76–99). Thousand Oaks, CA: .: Sage Publications.

Ibabe, I., Arnoso, A., & Elgorriaga, E. (2016). Ambivalent Sexism Inventory: adaptation to Basque population and sexism as a risk factor of dating violence. The Spanish Journal of Psychology, 19, E78.

Kline, R. B. (2016). Principles and practice of structural equation modeling (Fourth). New York: Guilford Press.

Lichiziner, D. (2016, October 19). ¿ Aumento de femicidios o mayor visibilización ? Qué pasó en Argentina después del “ Ni Una Menos .” Infobae. Buenos Aires. Retrieved from http://www.infobae.com/sociedad/2016/10/19/aumento-de-femicidios-o-mayor-visibilizacion-que-paso-en-argentina-despues-del-ni-una-menos/

Lila, M., Oliver, A., Catalá-Miñana, A., & Conchell, R. (2014). Recidivism risk reduction assessment in batterer intervention programs: a key indicator for program efficacy evaluation. Psychosocial Intervention, 23(2), 217–223.

Muñoz-Rivas, M. J., Rodríguez, J. M. A., Gómez, J. L. G., O’Leary, D. K., & Del Pilar González, M. (2007). Validación de la versión modificada de la Conflicts Tactics Scale (M-CTS) en población juvenil española. Psicothema, 19(4), 693–698.

Pérez Ramírez, M., & Martínez García, M. (2010). Evaluación de los programas formativos aplicados desde la ejecución penal en la comunidad en delitos de violencia de género. Invesbreu Criminología, (49), 5–11.

Schumacker, R. E., & Lomax, R. G. (2004). A beginner’s guide to structural equation modeling (2nd ed.). New Jersey: Lawrence Erlbaum Associates.

Stith, S. M., Smith, D. B., Penn, C. E., Ward, D. B., & Tritt, D. (2004). Intimate partner physical abuse perpetration and victimization risk factors: a meta-analytic review. Aggression and Violent Behavior, 10(1), 65–98.

Straus, M. A. (2014). Prólogo sobre los tipos diádicos de victimización. In J. M. Tamarit & N. Pereda (Eds.), La respuesta de la victimología ante las nuevas formas de victimización (pp. XIX–XXVI). Madrid: Edisofer.

Straus, M. A., & Gozjolko, K. L. (2014). “Intimate Terrorism” and gender differences in injury of dating partners by male and female university students. Journal of Family Violence, 29(1), 51–65.

United Nations Development Programme. (2016). Human Development Report 2016. New York.

Vaamonde, J. D., & Omar, A. (2012). Validación argentina del Inventario de Sexismo Ambivalente. Alternativas En Psicología, 16(26), 47–58.



Yamawaki, N., Ostenson, J., & Brown, R. C. (2009). The functions of gender role traditionality, ambivalent sexism, injury, and frequency of assault on domestic violence perception: a study between Japanese and American college students. Violence Against Women, 15(9), 1126–1142.

Zubieta, E., Beramendi, M., Sosa, F., & Torres, J. A. (2011). Sexismo ambivalente, estereotipos y valores en el ámbito militar. Revista de Psicología, 29(1), 101–130.


La base de datos está protegida por derechos de autor ©absta.info 2016
enviar mensaje

    Página principal