Modelo recursivo de reacción violenta en parejas válido para ambos sexos

Miércoles, 11 de Junio, 2014

J. Moral de la Rubia y F. López
José Moral de la Rubia es Doctor en Filosofía y Ciencias de la Educación, especialidad en Psicología por la Universidad de Alcalá de Henares y profesor investigador de la Facultad de Psicología de la Universidad Autónoma de Nuevo León (UANL).
Fuensanta López Rosales es profesora investigadora de la Facultad de Psicología de la UANL.

Boletín de Psicología, No. 105, Julio 2012

Introducción
Johnson (2008) distingue tres tipos de violencia por el motivo del perpetrador: terrorismo  íntimo (el objetivo es el control de la pareja por el miedo), resistencia violenta (violencia perpetrada por las víctimas como autodefensa y expresión de ira contra una pareja violenta) y
situacional (violencia ocasional ejercida por ambos miembros de la pareja a causa de un conflicto, la cual tiende a incrementarse si el conflicto no se resuelve).
Existe mucha investigación de la violencia centrada en la mujer como víctima del hombre (Instituto Nacional de Estadística, Geografía e Informática [INEGI], 2008; Olaiz, Rojas, Valdez, Franco y Palma, 2006; Ramos y Saltijeral, 2008). Cuando se sabe que no es un fenómeno unidireccional (Álvarez, 2009; Archer, 2002; Fiebert, 2010; Medeiros y Straus, 2006) y que las teorías que sobredimensionan los aspectos de la cultura patriarcal y la asimetría de poder de género en la violencia de pareja cuentan con apoyo empírico limitado en los países occidentales en el presente (Dutton y Nicholls, 2005; Hines, Brown y Dunning, 2007), aunque éstos no dejan de ser determinantes relevantes (Cienfuegos y Díaz-Loving, 2010). Los niveles de violencia son muy semejantes en ambos sexos, incluso parece que los hombres finalmente son víctimas de violencia de sus parejas femeninas con más frecuencia (Álvarez, 2009; Archer, 2002; Fiebert, 2010; Medeiros y Straus, 2006).

Asimismo, en la terapia de pareja, es más frecuente la violencia recíproca, ya sea situacional o terrorismo íntimo-resistencia violenta, que la unidireccional (Johnson, 2008). Probablemente, en las parejas más estables que no acuden a terapia o procesos de separación y divorcio, la
violencia no sólo sea poco frecuente, sino que logren evitar un círculo que retroalimente y exacerbe la misma (Medeiros y Straus, 2006).
Considerando la polémica existente entre la perspectiva de género y los estudios empíricos acerca de los niveles diferenciales de violencia entre los sexos, y el excesivo celo que se pone en las políticas públicas en las situaciones de terrorismo íntimo en las que la mujer es víctima de
su pareja, esta investigación tiene como objetivos comparar promedios de violencia recibida y ejercida dentro de cada participante y entre los sexos, así como estudiar la relación entre ambas modalidades de violencia, contrastando un modelo no recursivo (bidireccional) frente a modelos recursivos (reacción violenta o control violento).
Se espera mayor promedio de violencia recibida en mujeres y mayor promedio de violencia ejercida en hombres desde la perspectiva de género (Ramos y Saltijeral, 2008), pero  equivalencia de promedios desde estudios empíricos que contemplan a ambos sexos (Álvarez, 2009; Archer, 2002; Fiebert, 2010) y correlación moderada-alta entre violencia ejercida y recibida desde la perspectiva sistémica (Álvarez, 2009; Medeiros y Straus, 2006) y ecológica (Krug, Dahlberg, Mercy, Zwi y Lozano, 2003). Al ser un estudio en población abierta se pronostica un nivel bajo de violencia. Se predice que, en ambos sexos, un modelo recursivo de
reacción violenta como consecuencia de recibir la misma se ajustará mejor a los datos que un modelo no recursivo de círculo de violencia o un modelo recursivo de control violento, que son más propios de situaciones clínicas o forenses (Johnson, 2008).
Método
Participantes
La población objeto de estudio fueron adultos con pareja heterosexual. Se empleó una muestra no probabilística incidental de 400 participantes voluntarios. Como criterios de inclusión se requirieron: saber leer y escribir, ser mayor de edad, tener pareja heterosexual (matrimonio,
noviazgo o cohabitación), residir en Monterrey o su zona metropolitana y proporcionar el consentimiento informado para participar en el estudio. Como criterios de exclusión se cons
ideraron: no ser capaz de comprender las instrucciones y contestar el cuestionario de forma incompleta o desatenta (a juicio del encuestador).
El 56% (223 de 400) de los participantes fueron mujeres y 44% (177) hombres. El 47.5% reportó estar casado y el resto vivir en situaciones de noviazgo (51.5%) o unión libre (1%), siendo equivalente estadísticamente el porcentaje de personas que viven o no con sus parejas (
p = .58). La mediana de años de relación fue de 4.
La media de edad en la muestra fue de 30 años y la mediana de 26, con una mínima de 18 años, máxima de 64 y desviación estándar de 10.45 años. El 56% informó tener estu-
dios de licenciatura, 27% de bachille rato, 12% de secundaria, 3.5% de posgrado y 1.5% de primaria. La mediana y moda correspondieron a estudios de licenciatura. Para más detalles véase la Tabla 1.

Tabla 1

Descripción socio-demográfica de la muestra de mujeres, hombres y conjunta

Instrumentos
Cuestionario de Violencia en la Pareja (Cienfuegos y Díaz-Loving, 2010). Permite evaluar violencia recibida y ejercida en parejas, ya sea matrimonio, convivencia o noviazgo. Los ítems se responden en términos de frecuencia siendo todos directos , esto es, más violencia (recibida
o ejercida) a mayor puntuación. El rango de respuesta es de cinco puntos: de 1 (“nunca”) a 5 (“siempre”).
La primera escala del cuestionario
es de violencia recibida y se compone de 27 ítems. En la presente muestra sus cuatro factores tuvieron valores de consistencia interna altos: psicológica con ocho ítems (α=.89), física con siete ítems (α= .90), sexual con siete ítems (α= .86) y económica con cinco ítems (α= .90). La consistencia interna de los 27 ítems fue de .96. Los índices de ajuste por Mínimos Cuadrados Generalizados (GLS) para el modelo de 4 factores correlacionados fueron adecuados: χ2/gl= 2.80, AGFI= .80, FD= 2.23, PNCP= 1.43 y RMSEA=.07, salvo GFI= .83 < .85. Al introducir las correlaciones del residuo del ítem 21 con los residuos de los ítems 16, 17 y 20 se logró que todos los índices de ajuste fuesen adecuados: χ 2/ gl = 2.62, GFI = .85 AGFI = .82, FD = 2.07, PNCP = 1.28 y RMSEA = .06. El modelo con las tres correla- ciones entre residuos, al ser contra stado sin restricciones entre ambos sexos por GLS, mostró un ajuste adecuado ( χ 2/ gl = 2.09, GFI = .86, AGFI = .81, FD = 2.30, PNCP = 1.72 y RMSEA = .05), y todos sus pa- rámetros significativos, salvo la correlación entre los residuos de los ítems 17 y 21. La segunda escala es de violencia ejercida contra la pareja y se compone de 11 ítems. En la presente muestra sus dos factores tuvieron valores de consistencia interna altos. No obstante, al eliminar el ítem 7 de violencia sexual se incrementó la consistencia interna de .88 a .89 en el conjunto de la escala y de .78 a .82 en el factor de otro tipo de violen- cia, por lo que se excluyó. La consis tencia del factor de violencia psico- lógica fue de .88. Al contrastar el modelo de dos factores correlaciona- dos con 5 indicadores cada uno por GL S, los valores de ajuste fueron adecuados para los índices: GFI = .93, AGFI = .89, FD = 0.33, PNCP = 0.25, pero d ébiles para χ 2/ gl = 3.92 y RMSEA = 3.92. Al introducir tres correlaciones entre residuos en el factor de otro tipo de violencia se lo- graron valores de ajuste de buenos ( GFI = .96, AGFI = .93, FD = 0.20 y PNCP = 0.12) a adecuados ( χ 2/ gl = 2.55 y RMSEA = .06). Este modelo de dos factores con tres correlaciones entre residuos, al ser contrastado sin restricciones entre ambos sexos por GLS, también mostró un ajuste adecuado: χ 2/ gl = 2.09, GFI = .93, AGFI = .88, FD = 0.32, PNCP = 0.17 y RMSEA = .05.
Procedimiento
El cuestionario fue aplicado por es tudiantes de últimos semestres de licenciatura entrenados para tal fin. Éste se administró de forma indivi- dual en las casas particulares, ca lles peatonales y parques públicos (81%, 325 de 400), así como en las salas de espera de instituciones socio-sanitarias (19%, 75 de 400) entr e las que figura el centro de Desa- rrollo Integral de la Familia (DIF) de Nuevo León, hospital universitario Dr. Eleuterio González, clínica #6 del Instituto Mexicano del Seguro Social y en la Unidad de Servicios Psicológicos de la Facultad de Psicología de Facultad de Psicología de Universidad Autónoma de Nuevo León. La participación fue voluntaria y no remunerada.
Se tomó cierto porcentaje de la muestra en instituciones socio-sanitarias para garantizar una mayor varianza en las escalas de violencia. La pretensión era lograr una equivalencia de sexos y un tamaño muestral de al menos 400 participantes para tener potencia estadística en análisis estructurales mayor a .90 con base en el número de indicadores y variables latentes (Westland,
2010). No obstante, los hombres fueron más reacios a participar, alegando falta de tiempo, además eran más difíciles de encontrarlos en los espacios y tiempos en que se levantó la muestra. El abordaje de los participantes se realizó de forma aleatoria, intentando alternar
un hombre por cada mujer.
Se solicitó el consentimiento informado para la participación en el estudio, garantizando el anonimato y confidencialidad de la información de acuerdo con las normas éticas de
investigación de la Sociedad Mexicana de Psicología (2007). La tasa de participación, dando el consentimiento y respondiendo al cuestionario completo, fue del 89% (400 de 450), siendo 79% (177 de 225) en hombres y 99% (223 de 225) en mujeres. El trabajo de campo se realizó de marzo a mayo de 2010.
Análisis estadísticos
Se contrastaron las diferencias de medias por la prueba t de Student. Las correlaciones se calcularon por el coeficiente producto-momento de Pearson. Para el contraste de modelos de relación entre la violencia recibida y ejercida se usó modelamiento de ecuaciones es tructurales por el método de Mínimos Cuadrados Generalizados. Se contemplaron seis índices de ajuste: Dos fueron descriptivos básicos: cociente entre el estadístico chi-cuadrado y sus grados de libertad (χ2/gl) y el valor de la función de discrepancia (FD); dos fueron poblacional es de no centralidad: residuo cuadrático medio de aproximación (RMSEA) de SteigerLind y parámetro de no centralidad poblacional (PNCP); y dos fueron índices comparativos: índice de bondad de ajuste (GFI) de Jöreskog y Sörbom y su modalidad corregida (AGFI). Se estipularon como valores de buen ajuste: χ2/glyFD< 2, PNCP < 1, RMSEA < .05, GFI > .95 y
AGFI > .90; y como valores adecuados: χ2/g y FD < 3, PNCP < 2, RMSEA < .08, GFI > .85 y AGFI >.80 (Byrne, 2009). Los cálculos se realizaron con los programas SPSS16 y AMOS7.
Resultados
Los hombres promediaron más altos que las mujeres, pero las diferencias sólo fueron es tadísticamente significativas en violencia recibida tanto en la puntuación total como en los factores de violencia psicológica, física y sexual (véase Tabla 2).

Tabla 2

Diferencias de medias entre ambos sexos en violencia recibida y ejercida

Se homogeneizaron los rangos de las puntuaciones totales y factores al dividir los mismos por el número de ítems que los integran, dando un rango potencial de 1 a 5, lo que permitió realizar comparaciones de medias de medidas repetidas a nivel de participante. El promedio fue
más alto en violencia ejercida que recibida (t (399) = -5.32, p < .01). Den- tro de la violencia recibida hubo dife rencias entre los factores en la muestra conjunta ( F (3, 396) = 20.63, p < .01), de mujeres ( F (3, 220) = 18.06, p < .01) y hombres ( F (3, 174) = 5.83, p < .01), sin efecto de inter- acción con el sexo ( F (3, 396) = 0.81, p < .49). En las tres muestras los promedios más altos aparecieron en vi olencia psicológica y física, y los más bajos en económica y sexual. En violencia ejercida el promedio fue más alto en la psicológica que en ot ro tipo en la muestra conjunta ( t (399) = 17.72, p < .01), de mujeres ( t (222) = 13.99, p < .01) y hombres ( t (176) = 10.95, p < .01). Las puntuaciones totales y factores de violencia recibida y ejercida presentaron correlaciones positivas y moderadas, variando de .38 a .73, con un promedio de .51. Las correla ciones fueron más altas en hombres que en mujeres, sobre todo en relaci ón con el factor de violencia física recibida (véase Tabla 3)

Tabla 3

Correlaciones entre violencia recibida y ejercida calculadas por el coeficiente producto-momento de Pearson

Con el objetivo de determinar la direccionalidad de la relación, se contrastó un modelo en el que la violencia recibida se manejó como variable latente con cuatro indicadores: psicológica, física, económica y sexual (sumatorios de los factores) y la violencia ejercida también como
una variable latente con dos indicadores: psicológica y otra (sumatorios de los factores). Ambas variables latentes se determinaban mutuamente, por lo que quedaron como variables endógenas. Para evitar que el modelo arrojase una solución inadmisible se introdujo una variable exógena como predictor de violencia ejercida: la escolaridad, con la expectativa de que a menor escolaridad se reporte ejercer mayor violencia (INEGI, 2008; Olaiz et al., 2006). Tras introducir una corrección por medio de la correlación entre los residuos de la violencia física y económica en violencia recibida, el modelo mostró un ajuste de adecuado (χ 2(11) =23.66, p > .01 y χ2/gl= 2.15) a bueno (GFI= .98, AGFI= .96, FD= 0.06, PNCP= 0.03 y
RMSEA= .05) en la muestra conjunta, y bueno al separar ambos sexos en el contraste multigrupo (χ2(22) = 31.46, p= .09, χ2/gl= 1.43, GFI= .98, AGFI= .94, FD= 0.08, PNCP
= 0.02 y RMSEA=.03). La relación direccional de la violencia ejercida hacia la recibida no
fue significativa en la muestra conjunta (β= .07, CR= 0.19, p= .85), de mujeres (β= -.12, CR
= 0.91, p= .91) y hombres (β= .19, CR= 0.63, p=.53). Todos los demás parámetros fueron significativos, salvo la predicción de la violencia ejercida por la escolaridad (β= -.08, CR= -1.20, p=.09) y la correlación de los dos residuos (r= -.20, CR= -1.69, p= .09) en la muestra de mujeres. Véase el modelo estandarizado calculado en la muestra conjunta en la Figura 1.

Figura 1

Modelo no recursivo (de círculo vicioso de violencia) estandarizado calculado en la muestra conjunta.

Al eliminar la predicción de la violencia recibida por la ejercida, debido a que esta vía  direccional no fue significativa en la tres muestras, el ajuste fue de adecuado (χ2(12) = 23.69,
p= .02) a bueno (χ2/gl= 1.97, GFI= .98, AGFI= .96, FD= 0.06, PNCP= 0.03 y RMSEA
= .05) en la muestra conjunta, y bueno en el contraste multigrupo entre sexos (χ2(24) = 31.75,
p= .13, χ2/gl= 1.32, GFI= .98, AGFI= .95, FD= 0.08, PNCP= 0.02 y RMSEA= .03), resultando todas las vías significativas, salvo nuevamente la predicción de la violencia ejercida por la escolaridad y la correlación entre los dos residuos en mujeres (véanse Figuras 2 y 3).

Figura 2

Modelo recursivo (de reacción violenta) sin restricciones estandarizado calculado en la muestra de mujeres.

Figura 3

Modelo recursivo (de reacción violenta) sin restricciones estandarizado calculado en la muestra de hombres.

Discusión
En este estudio los hombres se quejaron de recibir más violencia de sus parejas (promedio más alto) que las mujeres y ambos sexos reportaron ejercer la violencia con la misma frecuencia. En un principio estos datos van contra las expectativas de la perspectiva de género (Dutton, 2010), en la que se considera como víctima a la mujer, en consonante con la sugerencia de la
World Health Organization (WHO) en 1999.
Una interpretación que elimina la discrepancia de nuestros datos con la expectativa de mayor victimización femenina y agresión masculina de la perspectiva de género es que las mujeres atenúan sus reportes de quejas y los hombres los incrementan de forma sensibilizadora; a su
vez, las mujeres exageran sus reportes de actos violentos (se perciben más agresivas de los que realmente son) y los hombres los infravaloran. En esta interpretación se estaría considerando el efecto de la deseabilidad social desde un sesgo de autoengaño en las mujeres y manejo de la
impresión en los hombres (Paulhus, 2002).
No obstante, hay estudios publicados contra estos argumentos. Fiebert (2010) presentó un análisis de 271 investigaciones científicas de violencia (211 empíricas y 60 de revisión teórica), en el que la victimización se inclinaba hacia los hombres al considerar ambos sexos. De igual
forma Álvarez (2009), al revisar 230 estudios científicos sobre la violencia en la pareja, halla que las tasas de victimización de los hombres son más altas en 122 estudios para la violencia total y en 60 estudios para la violencia grave. Archer (2002), en un estudio de meta-análisis de agresiones físicas, también extrae la misma conclusión. González y Santana (2001) y Trujano Nava, Tejeda y Gutiérrez (2006) en España y Cienfuegos y Díaz-Loving (2010) en Ciudad de México observan niveles equivalentes de violencia entre jóvenes de ambos sexos de población general, como en esta investigación.
Si se considera el sesgo sensibilizador de las mujeres hacia la violencia masculina,  especialmente sexual, que existe en la sociedad contemporánea en la que se fomenta y refuerza las denuncias (Nayak, Byrne, Martin y Abraham, 2003; Nayaran, Chambers y Petesch, 2001), la atenuación femenina parece poco probable. Precisamente los datos del presente estudio reflejan que la diferencia más acusada se da en violencia sexual, aún cuando es la menos reportada, siendo los hombres quienes se perciben más como víctimas.
Saliendo de la polémica en torno a la perspectiva de género y retomando los datos de relación entre recibir y ejercer violencia, un modelo recursivo de violencia reactiva es sostenido por los mismos. Los hombres reaccionan más que las mujeres al recibir violencia de la pareja,
especialmente ante la violencia física, como indican la mayor fuerza de las correlaciones y los coeficientes de determinación de los modelos estructurales. Esta reactividad más fuerte en hombres es consonante con las expectativas culturales de género (Barrios, 2002) y diferencias
biológicas evolutivas (Goetz, 2010), pero finalmente ambos sexos perciben que ejercen violencia con la misma frecuencia, la cual es baja. Al dividir el promedio de la escala de violencia ejercida por el número de ítem se obtiene un valor redondeado de 2, el cual corresponde a una respuesta de “a veces”.
El predominio del reporte de violencia ejercida sobre la recibida dentro de cada participante en ambos sexos podría atribuirse a un aspecto de auto-percepción positiva en relación con una posición activa o dominante, lo que parece ser personal y socialmente deseable (Paulhus, 2002). Debe señalarse que éste es un dato que no se reporta en las investigaciones de violencia de pareja o familiar, por lo que requiere más estudio.
Estos datos, que corresponden esencialmente a población general, no sustentan un modelo no recursivo de círculo vicioso, propio de casos clínicos de parejas violentas (Kruget al., 2003), ni tampoco un modelo recursivo en el que el ejercicio de la violencia antecede a recibir la mis-
ma, propio de casos clínicos de terrorismo íntimo (Johnson, 2008); por el contrario, se ajustan mejor a un modelo recursivo de violencia reactiva. Según este modelo los hombres y las  mujeres reaccionan violentamente, pero posteriormente se calman, lo que evita una escalada de la violencia o círculo vicioso, lográndose finalmente un nivel bajo de violencia dentro de la pareja. Así la reacción parece tener un efecto positivo de equilibrio y justicia, lo cual seguram
ente está mediado por variables como afrontamiento, satisfacción marital y afecto o amor por la pareja (Medeiros y Straus, 2006).
Este estudio muestra que la relación entre bajo nivel de escolaridad con mayor ejercicio de la violencia contra la pareja es débil y exclusivamente atribuible a los hombres. Esta relación significativa y débil es consonante con otros estudios, ya sean realizados en México (INEGI, 2008; Olaiz et al., 2006) o en otros países (WHO, 2002), aunque en los tres estudios citados también se evidenció en mujeres.
Como limitaciones del estudio debe señalarse el carácter no probabilístico de la muestra.  Aunque su tamaño grande nos permite alcanzar potencia alta en las pruebas de contraste, toda generalización debe manejarse como una hipótesis aplicable a una población semejante de gente joven con escolaridad e ingresos mayores que el promedio nacional (INEGI, 2005) y ser comparada con datos procedentes de estudios semejantes.
En conclusión, los datos refutan la posición de la perspectiva de género y son consonantes con otras investigaciones empíricas de niveles de violencia en la pareja equivalentes entre los sexos o mayor victimización en hombres. Así, los promedios de violencia ejercida son equivalentes entre los sexos, pero la violencia recibida es diferencial, reportando recibir más violencia los hombres.
Se sostiene un modelo recursivo de violencia reactiva más claro en hombres, especialmente ant
e la violencia física de su pareja femenina, pero finalmente válido para ambos sexos. Se ejerce más violencia de la que se recibe, siendo la más frecuente la psicológica y las menos frecuent
es la económica y la sexual.
Se recomienda orientar la política de violencia en la pareja hacia una posición más neutral, en la que no se asuma que el hombre es el agresor y la mujer es la víctima, esto es, que no se asuman situaciones frecuentes de terrorismo íntimo masculino. En los programas de interven-
ción es importante considerar el aspecto reactivo de la violencia con un efecto de equilibrio y justicia dentro de un ambiente de amor y respeto, asimismo la forma de evitar un círculo de escalada de la misma ante afrontamiento exitoso de los conflictos y diferencias a través del diálogo, la negociación, la convivencia, la solución de problemas y la asertividad (Freeman, 2006). Finalmente se recomienda contemplar la deseabilidad social en el estudio de la violencia de pareja.
Agradecimientos:
A Carlos Díaz y José Luis Jasso, ex alumnos de la Facultad de Psicología de la UANL, por su ayuda en el trabajo de campo
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