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Terapia psicológica

versión On-line ISSN 0718-4808

Ter Psicol vol.32 no.1 Santiago abr. 2014

http://dx.doi.org/10.4067/S0718-48082014000100001 

Artículos Originales

 

Distorsiones Cognitivas en Agresores de Pareja: Análisis de una Herramienta de Evaluación

Cognitive Distortions Among Partner-Yiolent Men: Analyzing an Assessment Tool

 

Ismael Loinaz

Universidad del País Vasco UPV/EHU, España.

Correspondencia:


Resumen

Las distorsiones cognitivas influyen en el desarrollo y mantenimiento de la violencia. En agresores de pareja, la negación del problema y la culpabilización de la víctima son especialmente prevalentes, promoviendo una menor asunción de responsabilidades. Este trabajo revisa las propiedades psicométricas de un inventario diseñado para la evaluación de pensamientos distorsionados sobre la mujer y la violencia. Se analiza su aplicación en 180 agresores en prisión, así como los resultados de 11 estudios previos, comparando dos formatos de corrección (verdadero/falso y likert/factorial). el análisis factorial permitió eliminar los ítems 7, 8, 19 y 28 y agrupar el contenido en 4 factores. El ítem 27 se eliminó por considerarlo erróneo. Se detectaron limitaciones de la herramienta, como una poca sensibilidad al cambio terapéutico y baja capacidad discriminativa entre distintas muestras. Se discuten las precauciones a tener en cuenta a la hora de utilizar la herramienta en el ámbito profesional.

Palabras clave: distorsiones cognitivas; violencia; agresores de pareja; propiedades psicométricas.


Abstract

Cognitive distortions are related to the development and maintenance of violent behavior. Among partner-violent men the denial of the problem, and victim blaming are especially prevalent, and reduce accountability. This paper reviews the psychometric properties of an inventory designed to assess distortions about women and violence justification. Its application in 180 offenders in prison is analyzed, as well as the results of 11 previous studies, comparing two correction options (true/false and Likert/factorial). Factor analysis allowed to remove items 7, 8, 19 and 28 due to their low statistical significance, and to group them in four factors. Item 27 was removed because is considered to be wrong. Some limitations were detected, as can be a low sensitivity to therapeutic change, and a low capacity to discriminate between different samples. Precautions to be taken when using the tool in the professional field are discussed.

Key words: cognitive distortions; violence; partner-violent men; psychometric properties.


 

Introducción

En el desarrollo de la conducta violenta influyen variables biológicas, psicológicas, sociológicas y contextuales (Shaver y Mikulincer, 2011). Entre las variables psicológicas, las más mencionadas son los trastornos de la personalidad, las adicciones, la baja empatía y las distorsiones cognitivas. Estas últimas son especialmente frecuentes en los programas de intervención para delincuentes.

Las distorsiones cognitivas son formas erróneas de interpretar la realidad. Están presentes en distintos tipos de trastornos mentales (como la depresión, los trastornos alimentarios o el trastorno psicótico entre otros) y su descripción es habitual en delincuentes y personas violentas (Gannon, Ward, Beech y Fisher, 2007). En el ámbito criminológico, pueden considerarse cogniciones mantenedoras de la conducta cuyo objetivo es eximir la responsabilidad y las consecuencias de una conducta socialmente reprobable. el delito se racionaliza, principalmente mediante la minimización, la negación o la atribución de culpa a los demás.

En uno de los primeros trabajos sobre la temática en el contexto penitenciario, Henderson y Hewstone (1984) pusieron de manifiesto cómo las explicaciones de la conducta violenta eran externas con mayor frecuencia (culpabilizando a la víctima o a situaciones ajenas) y más de tipo justificativo. Pese a su frecuencia en el ámbito de estudio, su uso es poco claro y la terminología empleada muy diversa: procesos cognitivos, actitudes, creencias, pensamientos concretos en situaciones específicas, justificaciones post-hoc, etc. (Helmus, Hanson, Babchishin y Mann, 2013). Esta variedad de conceptos hace que tan solo algunos de ellos estén realmente relacionados con el desarrollo de conductas delictivas y que, por ello, los resultados sean dispares.

En la evaluación de la violencia contra la pareja (vcp), la minimización o la negación por parte de ambos miembros es una complicación habitual (Rathus y Feindler, 2004). Los agresores son especialmente propensos a minimizar su existencia o impacto, y las víctimas a negar lo ocurrido o asumir la culpa. La ausencia de responsabilidad, la atribución de culpa a factores externos como forma de justificarse (estrés, alcohol, características de la víctima), la minimización de lo ocurrido o su negación son aspectos habituales en agresores de pareja (Bowen, 2011; Lila, Gracia y Herrero, 2012; Lila, Herrero y Gracia, 2008a). Sin embargo, existen pocos datos sobre su presencia o influencia previa al delito (Bowen, 2011) y, en realidad, estos sesgos son analizados como actitudes post-hoc (justificaciones de lo ocurrido), por lo que puede ser inadecuado tomarlos como objetivo de la intervención (Novo, Fariña, Seijo y Arce, 2012).

El estilo de respuesta socialmente deseable, la atribución de la culpa al otro miembro de la pareja y la negación o minimización de lo ocurrido están presentes tanto en hombres como en mujeres condenados por VCP (Henning, Jones y Holdford, 2005). Incluso en el caso de la población general, como los estudiantes universitarios, la minimización y la culpabilización de la pareja se relaciona con el autoinforme de violencia (Scott y Straus, 2007). Algunos sesgos, como la culpabilización de la víctima, no solo se dan en los agresores sino que, en ocasiones, forman parte de las propias actitudes de la sociedad en conjunto (Valor-Segura, Expósito y Moya, 2008, 2011).

Las distorsiones cognitivas contribuyen a la VCP al promover que el agresor atienda selectivamente a determinados aspectos, tergiverse o distorsione situaciones, incrementando la probabilidad de sentir ira y reaccionar con agresiones (Eckhardt y Kassinove, 1998; holtzworth-Munroe y Hutchinson, 1993). Dentro del ámbito de estudio, es especialmente frecuente el denominado error fundamental de atribución. Este tipo de pensamiento hace que conductas propias sean achacadas a factores externos, temporales y específicos, mientras que aquellas ajenas son atribuidas a factores internos, permanentes y generalizados (Maruna y Mann, 2006). En el caso de los agresores, la conducta de la pareja es atribuida a características personales (ella es así) mientras que la propia se atribuye a factores externos o situacionales (estaba muy estresado o había bebido). Sin embargo, se afirma que este tipo de excusas post-hoc son comunes fuera del ámbito delictivo, por lo que atribuirles características criminógenas sería una falacia.

Dutton (1986) analizó la descripción de la última agresión en 75 hombres con historial de violencia repetida contra su pareja, poniendo de manifiesto que el 21% aceptaba que el hecho estaba mal, pero se excusaba no considerándolo responsabilidad suya. El 79% restante aceptaba su responsabilidad, pero justificaba los hechos echándole la culpa a la víctima o restando valor a lo ocurrido. Estos últimos, además, eran más propensos a minimizar la frecuencia, gravedad o consecuencias de su agresión. el patrón de distorsión o respuesta socialmente deseable es diferente según el tipo de muestra, pudiendo ser mayor en los casos de agresores que acuden voluntariamente a los servicios de atención (Dutton y Starzomski, 1994), diferencia confirmada por Bowen y Gilchrist (2004) quienes encontraron un locus de control interno (asunción de culpa) significativamente mayor en los agresores voluntarios.

Wallach y Sela (2008) han revisado distintos tipos de estilo de atribución que influyen en la interpretación del origen de los problemas y la responsabilidad en su resolución. En general, los agresores negarían la comisión del acto o su responsabilidad, achacarían la culpa a factores externos o justificarían lo ocurrido, en todo caso, eliminando la necesidad de buscar una solución. Los autores indican que estos estilos de atribución incrementan la hostilidad y el estrés, junto al riesgo de conducta violenta.

El análisis cualitativo de relatos de hombres que habían matado a su pareja indica que, también en estos casos, los agresores pueden negar, justificar o racionalizar lo ocurrido parar evitar su responsabilidad, recurriendo a historias de victimización en la infancia (o en la edad adulta a manos de la policía o el sistema) o dirigiendo la culpa hacia la víctima (Dobash y Dobash, 2011), algo que según los autores del estudio influye en la incapacidad para sentir remordimiento o empatizar con la víctima.

El estudio de las distorsiones cognitivas es especialmente prevalente en el ámbito de la violencia sexual (ver por ejemplo Beech, Craig y Browne, 2009; Boer, Eher, Craig, Miner y Pfäfflin, 2011). El efecto de estas cogniciones, en especial la atribución de culpa, junto a interpretaciones, mitos y estereotipos pueden promover este tipo de violencia (Trujano y Raich, 2000). Sin embargo, se afirma que el concepto de distorsión cognitiva es excesivamente heterogéneo, poco preciso, y con poco fundamento experimental (Ó Ciardha y Ward, 2013). Asimismo, un amplio meta-análisis reciente indica que la influencia de las distorsiones en la reincidencia sexual, aunque consistente entre estudios, es pequeña (d = 0.22) (Helmus et al., 2013). Pese a ello, este meta-análisis concluye que: 1) las actitudes que apoyan la violencia sexual predicen la reincidencia; 2) tiene la misma capacidad predictiva la evaluación pre o post tratamiento; 3) la predicción es mejor cuando se asocia a tipologías de agresores; y 4) la predicción es mejor en agresores pedófilos.

Tal como adelantábamos, las distorsiones cognitivas son un objetivo habitual de los programas de intervención para distintos tipos de agresores. Modificar patrones cognitivos es un componente central de las técnicas cognitivo-conductuales y estas aproximaciones son predominantes (y las más avaladas) en el tratamiento de delincuentes. La asunción de responsabilidad y el abordaje de las distorsiones son objetivos centrales de la mayoría de los programas para agresores de pareja (Bowen, 2011; Lila et al., 2012) y su modificación se considera un criterio de eficacia de los mismos (Lila, Oliver, Galiana y Gracia, 2013). Es tal su importancia que existen programas centrados exclusivamente en su tratamiento. Estos programas de Confrontación de Creencias, con una extensión de 12 sesiones, han demostrado una eficacia similar a los programas centrados en la Gestión de la Ira (Russell, 2002). Pese a la relevancia teórica de este tipo de variables y su inclusión como objetivos prioritarios de muchos programas de intervención, trabajos como el de Henning y Holdford (2006) no han encontrado una relación significativa entre la minimización, la negación y la culpabilización de la víctima con la reincidencia.

Aunque se consideren de interés en el ámbito criminológico, pocos estudios han analizado empíricamente las distorsiones cognitivas de los agresores de pareja o, más en concreto, la eficacia de las herramientas con las que afirmamos su presencia. Distintos autores ponen de manifiesto la necesidad de abordar este aspecto y diseñar herramientas útiles para su evaluación (Lila et al., 2012; Peters, 2008; Scott y Straus, 2007). El presente trabajo tiene como objetivo analizar las propiedades psicométricas de una escala destinada a la evaluación de pensamientos distorsionados relacionados con la violencia de pareja a partir de datos provenientes de su aplicación a agresores condenados por este delito. Junto a ello, se analiza su eficacia a través de once trabajos que han utilizado la herramienta en los 15 años transcurridos desde su creación.

Método

Participantes

La muestra estuvo compuesta por 180 agresores condenados a prisión en España, por un delito en el que la víctima fuese la pareja o expareja (131 del Centro Penitenciario Brians-2, Barcelona; 49 de Alhaurín de la Torre, Málaga). La edad media de los participantes fue de 38 años (dt = 8.37; rango 22-61). El 78.7% era español (n=140). La mayoría (61.5%) tenía estudios secundarios (un 24.8% primarios, un 10.6% universitarios y un 3,1% sin estudios).

Instrumentos

Inventario de pensamientos distorsionados sobre la mujer y el uso de la violencia (IPDMV; Echeburúa y Fernández-Montalvo, 1998). El IPDMV es un instrumento español diseñado para la evaluación de las distorsiones cognitivas en agresores de pareja. Su versión original está compuesta por 29 ítems repartidos en dos escalas: 13 ítems sobre roles sexuales e inferioridad de la mujer, y 16 sobre el uso de la violencia como medio aceptable para resolver conflictos. Tiene un formato de respuesta de verdadero o falso y se indica que cada respuesta afirmativa computa como una distorsión, siendo el resultado final el sumatorio de respuestas afirmativas. Desde su creación, no se han descrito sus propiedades psicométricas, aunque en un trabajo (Echeburúa, Sarasua, Zubizarreta y de Corral, 2009) se hace alusión a dos criterios sin indicar la procedencia del dato: consistencia interna (.87 para la escala Mujer y .94 para Violencia) y fiabilidad test-retest (.92 y .89 respectivamente).

Ferrer, Bosch, Ramis, Torres y Navarro (2006) propusieron una versión factorial del inventario. Los autores sustituyeron la respuesta dicotómica por una escala likert de 4 puntos y eliminaron aquellos ítems que correlacionaban menos de .30 con la puntuación total (ítems 8, 19, 27, 28 y 29). La versión final constó de 24 ítems y presentó un alfa de Cronbach de .84. Por último, propusieron una corrección que agrupa los ítems en cuatro factores: 1) Aceptación del estereotipo tradicional y la misoginia; 2) Culpabilización de las mujeres víctimas del maltrato; 3) aceptación de la violencia como forma adecuada para la solución de problemas; y 4) Minimización de la violencia contra las mujeres como problema y desculpabilización del maltratador.

Procedimiento

Todos los sujetos fueron evaluados en el contexto de una línea de investigación sobre agresores de pareja (ver Loinaz, 2014; Loinaz, Ortiz-Tallo y Ferragut, 2012; Loinaz, Ortiz-Tallo, Sánchez y Ferragut, 2011). Su participación fue voluntaria y previa firma del consentimiento informado. La evaluación se efectuó entre los años 2008 y 2010, y fue efectuada por el autor del estudio o por personal entrenado para tal objetivo (en el caso de Alhaurín de la Torre), en ambos casos personas ajenas a la institución penitenciaria (con ello se buscó la mayor sinceridad de los participantes al no afectar sus respuestas a la ejecución de la condena).

Análisis de datos

En primer lugar se analizaron las puntuaciones y las propiedades psicométricas del inventario en la muestra de agresores, comparando las dos propuestas de corrección disponibles: distribución de las respuestas, consistencia interna (alfa de Cronbach) y sensibilidad al cambio. En segundo lugar, se efectuó un análisis factorial exploratorio (método de extracción de componentes principales con rotación Varimax), analizando la posibilidad de eliminar aquellos ítems con cargas inferiores a .4 (Stevens, 2009), manteniendo aquellas ≥ .3 si mejoraban la consistencia del factor. Por último, se realizó un análisis de los resultados obtenidos en estudios previos, calculando los tamaños del efecto (d de Cohen) en los casos en los que fuese posible.

Resultados

Frecuencia de respuesta

En la tabla 1 se muestra la distribución de respuesta a cada uno de los ítems. Como se puede observar, son especialmente prevalentes las respuestas afirmativas a los ítems 7, 26 y 28 en más del 60%, y 10, 11 y 26 en más del 50%.

 

Tabla 1. Distribución de las respuestas en formato original y escala Likert
 

 

Descripción de las puntuaciones

Formato de respuesta verdadero o falso) y con la propuesta En la tabla 2 se presentan las puntuaciones obtenidas en 4 factores y respuesta Likert de Ferrer, Bosch, Ramis, con la corrección original del inventario (dos dimensiones, Torres, et al. (2006).

 

Tabla 2. Puntuaciones medias
 
 
Nota. Factor 1: estereotipos machistas; Factor 2: culpabilización de la mujer; Factor 3: aceptación de la violencia como forma de resolver conflictos; Factor 4: minimización de la violencia/ desculpabilización del agresor. Total = puntuación total 24 ítems con respuesta Likert de Ferrer et al. (2006).

 

Fiabilidad

Para valorar la consistencia del inventario en sus opciones de corrección, se realizaron diversos análisis de fiabilidad alfa de Cronbach (ver tabla 3). La consistencia interna del inventario completo fue mayor para la versión factorial (respuesta likert) que para la original. Respecto a las escalas o factores, el factor cuatro (α= .374) y la escala sobre violencia (α = .519) presentaron las fiabilidades más bajas. Por último se analizó el total de los ítems (29) con formato de respuesta Likert, obteniéndose una fiabilidad superior al total de la versión con respuesta verdadero/falso (α = .732 vs. α = .718).

 

Tabla 3. Fiabilidad del inventario en sus distintas opciones de corrección
 
 
Nota. F1: estereotipos machistas; F2: culpabilización de la mujer; F3: aceptación de la violencia como forma de resolver conflictos; F4: minimización de la violencia/ desculpabilización del agresor. Total = puntuación total 24 ítems con respuesta Likert de Ferrer et al. (2006).

Sensibilidad al cambio terapéutico

Junto a los descriptivos y la consistencia interna del inventario, se quiso poner a prueba su sensibilidad para detectar cambios terapéuticos, algo indicado por los autores de la herramienta. En la tabla 4 se describen las puntuaciones medias de 30 de los agresores, que realizaron el programa de tratamiento en prisión y a los que se evaluó antes y después del mismo. Los resultados con la corrección original impiden afirmar la existencia de cambios en la puntuación, poniendo de manifiesto la poca sensibilidad de la herramienta (se debe tener en cuenta que las diferencias en las puntuaciones pueden suponer tan solo una respuesta afirmativa más o menos, pues el nivel de posible distorsión es bajo aun incluyendo ítems con respuestas afirmativas en más del 60% de los casos). Por otro lado, la corrección de la propuesta factorial (respuesta Likert) detecta cambios en el factor 2 (culpabilizar a la mujer) y diferencias estadísticamente significativas en la puntuación total.

 

Tabla 4. Puntuaciones pre y post tratamiento pre-tratamiento post-tratamiento
 
 
Nota. Factor 1: estereotipos machistas; Factor 2: culpabilización de la mujer; Factor 3: aceptación de la violencia como forma de resolver conflictos; Factor 4: minimización de la violencia/ desculpabilización del agresor. Total = puntuación total 24 ítems con respuesta Likert de Ferrer et al. (2006).

 

Estructura factorial del inventario

La medida de adecuación muestral de Kaiser-meyer-Olkin superior a 0.5 (KMO = .706) y la prueba de esfericidad de Bartlett significativa (p = .000) confirman la adecuación de aplicar el análisis factorial. En un primer momento se analizó la estructura factorial del inventario completo (29 ítems). El análisis de comunalidades y del gráfico de sedimentación indicó como mejor solución la organización en cuatro factores. Se optó por suprimir aquellos ítems con coeficientes inferiores a .4 (Stevens, 2009; Tabachnick y Fidell, 2007), incluyendo solo aquellos con coeficientes superiores a .3 que incrementasen la consistencia interna del factor.

Este primer análisis puso de manifiesto que los ítems 7, 8, 19 y 28 podían ser eliminados por sus bajas cargas factoriales o poco aporte a la consistencia de la escala. Junto a estos, el ítem 27 fue eliminado del análisis final por considerarlo improcedente (ver discusión). Tras la eliminación de los ítems, el conjunto del inventario presentó un consistencia interna media/alta (α = .759). Los factores 1, 2 y 3 presentaron una consistencia media (α > .6) y el 4 baja (α = .496).

 

Tabla 5. Matriz de componentes rotados
 
 
Nota. Método de extracción: Análisis de componentes principales. Método de rotación: Normalización Varimax con Kaiser. La rotación ha convergido en 6 iteraciones.

 

Análisis de estudios previos

Como último objetivo, se quiso analizar los resultados disponibles de la aplicación del inventario en estudios previos. En la tabla 6 se presenta un resumen de 11 trabajos en los que se ha podido acceder a las puntuaciones en la herramienta, calculando el tamaño del efecto en el caso de existencia de diferencias entre grupos.

 

Tabla 6. Comparativa de muestras en las que se ha utilizado el IPDMV: M(DT)*
 
 
Nota. *Se incluyen aquellos estudios en los que se ha podido detectar la independencia de las muestras o análisis estadísticos independientes.
ESTUDIO: 1. Torres y López-Zafra (2010); 2. García-Jiménez. Sánches-Meca y Godoy-Fernández (2013); 3. Ferrer. Bosch. Ramis. Torres. et al. (2006). Ferrer. Bosch. Ramis y Navarro (2006); 4. Echeburúa y Fernéndez-Montalvo (2009); 5. Echeburúa et al. (2009); 6. Fernéndez-Montalvo y Echeburúa (2005); 7. Boira y Tomás-Aragonés (2011) 8. Boira et al. (2013); 9. Fernéndez-Montalvo et al. (2012); 10. Fernéndez-Montalvo et al. (2011); 11. Arteaga (2011).
Nota: en negrita se presentan las medidas que son sognificativamente superiores dentro de cada estudio; F1. F2. F3 y F4 correción factoral de Ferrer et al. (2006); d= Cálculo del tamaño del efecto (d de Cohen) entre variables con diferentes significativas **= se desconoce el origen y fuente de la modoficación del inventario utilizado en el estudio; VCP = violencia contra la pareja.

 

Los resultados han sido dispares respecto a la validez discriminante. La versión factorial del inventario no ha sido eficaz para diferenciar delincuentes y población general (estudio 1), con puntuaciones mayores en agresores en el factor 2 (d = 0.973), pero menores en el factor 3 (d = -0.969) y sin diferencias en el resto de factores. Tampoco se han encontrado diferencias entre agresores de pareja, delincuentes sexuales y delincuentes comunes (estudio 2). Sin embargo, se ha mostrado sensible al género entre estudiantes (estudio 3), con puntuaciones mayores en hombres (d = > 0.7 en los factores 1, 2 y 3; d = 0.55 en el 4).

Con la corrección original, la herramienta ha diferenciado entre agresores en prisión o en comunidad (estudio 9), con puntuaciones mayores en los primeros (IPDM d = 0.419 e IPDV d = 0.616), y agresores españoles o extranjeros (estudio 10), con puntuaciones mayores en extranjeros (IPDM d = 0.697 y IPDV d = 0.269). Pese a ello, una versión modificada (estudio 11) no ha sido útil para diferenciar pacientes en tratamiento por adicciones con y sin violencia contra la pareja.

Los resultados disponibles sobre la sensibilidad al cambio terapéutico son positivos en trabajos de los autores de la herramienta, con tamaños del efecto pequeños para agresores en tratamiento en prisión (estudio 4: IPDM d = 0.435 y IPDV d = 0.575) y grandes para agresores en libertad (estudio 5: IPDM d = 1.077 y IPDV d = 1.523). Otro trabajo (estudio 8), sin embargo, no ha confirmado esta sensibilidad.

Discusión

El presente estudio ha analizado las propiedades psicométricas de una escala diseñada para la evaluación de pensamientos distorsionados en agresores de pareja. Junto a ello, se ha comparado su funcionamiento en distintos estudios realizados desde su creación. El objetivo del trabajo se considera de especial relevancia por las implicaciones que se atribuyen a la variable, tanto para el mantenimiento de la violencia como para la evolución en programas de tratamiento (Lila, Herrero y Gracia, 2008b).

Debido a esta relevancia desde el punto de vista terapéutico, entre los objetivos del presente estudio se quiso analizar la sensibilidad del instrumento al cambio en los tratamientos, una utilidad indicada por sus creadores (Echeburúa y Fenández-Montalvo, 2009). Utilizando la corrección original, no pudo comprobarse un cambio significativo entre las evaluaciones pre y post tratamiento en la muestra de agresores. Sin embargo, se constataron diferencias significativas en el factor 2 y la puntuación total según la propuesta de Ferrer, Bosch, Ramis, Torres, et al. (2006). Estudios recientes tampoco han confirmado la mejora o reducción de las distorsiones autoinformadas con el tratamiento (Boira, López, tomás-aragonés y Gaspar, 2013; Martínez y Pérez, 2009).

Una hipótesis derivada de la aplicación del IPDMV era la existencia de ítems poco discriminativos, a los que cualquier persona podría responder afirmativamente sin necesidad de presentar distorsiones cognitivas. El análisis de frecuencias puso de manifiesto la existencia de ítems muy prevalentes, entre los que se encontraban dos que se considera deberían ser eliminados. Al margen de los eliminables por los criterios estadísticos propios del análisis factorial, que a continuación analizaremos, desde el punto de vista teórico se propondría la eliminación del ítem 27 ("Cuando tus vecinos se están pegando, es responsabilidad tuya intervenir") y el ítem 28 ("Siempre es un delito que un hombre pegue a una mujer"). Su consideración como distorsiones cognitivas puede entenderse un error para el que habría tres posibles explicaciones: 1) su redacción es errónea; 2) se trata de ítems inversos que no han sido señalados como tales en las instrucciones del inventario; o 3) contienen matices semánticos que deberían quedar al margen del ámbito de las distorsiones (por ejemplo: ¿la responsabilidad no es de intervenir sino de ayudar o informar? o ¿no es responsabilidad sino otra cosa?; ¿no es un delito en caso de que el hombre pegue en defensa propia?). Algo menos evidente sería el caso del ítem 19 ("La mayoría de los hombres que agreden a sus parejas creen que su comportamiento está justificado"), cuyo contenido hace mención precisamente al eje central del trabajo con las distorsiones en agresores, esto es, la justificación de lo ocurrido.

Los criterios estadísticos aplicados en el análisis factorial (cargas factoriales ≥ .40; o ≥ .30 si mejoraban el α de Cronbach), permitieron reducir el número total de ítems, eliminando los ítems 7, 8, 19 y 28 por carecer de significación estadística. Junto al criterio estadístico, se decidió eliminar el ítem 27 siguiendo el criterio antes mencionado. El análisis factorial final agrupó el contenido del inventario en cuatro factores con la siguiente composición: 1) Estereotipos machistas: ítems 1, 2, 3, 4, 5, 6 y 12 (α = .658); 2) Culpabilización de la mujer: ítems 9, 10, 11, 13, 22, 24 y 26 (α = .692); 3) Aceptación de la violencia: ítems 14, 15, 17 y 21 (α = .631); y 4) Desculpabilización del agresor: ítems 16, 18, 20, 23, 25 y 29 (α = .496).

El análisis de la fiabilidad del inventario y sus factores, ha puesto de manifiesto que las opciones de corrección factoriales y con opción de respuesta tipo Likert son más consistentes que la propuesta original. Recordemos que el alfa de Cronbach aumenta conforme se incrementa el número de ítems, y esas versiones contienen menos ítems que la versión original. La consistencia total del inventario ascendió a α = .759 con la eliminación de los ítems y la de los factores propuestos en este trabajo mejoró la obtenida al aplicar la propuesta de Ferrer, Bosch, Ramis, Torres, et al. (2006) en esta misma muestra. Sin embargo, los valores obtenidos son cuestionables, especialmente malos para el factor 4 ("desculpabilización del agresor"). Todos los valores obtenidos han sido inferiores a los indicados por los autores del inventario.

Los factores encontrados coincidieron en gran medida con los de la propuesta de Ferrer, Bosch, Ramis, Torres, et al. (2006), en especial el factor 1, aunque se considera que la coherencia temática de los mismos ha resultado ser superior en el presente trabajo, posiblemente debido a la muestra utilizada (agresores condenados por violencia contra la pareja frente a estudiantes universitarios). La necesidad de eliminar ítems y la posibilidad de reorganizar el contenido ha puesto de manifiesto las limitaciones de la propuesta original. Junto al análisis factorial, del análisis psicométrico del inventario se desprende que tanto la fiabilidad como la sensibilidad al cambio son más precisas con la opción de respuesta tipo Likert y solución factorial.

Respecto a la revisión de estudios previos, se ha indicado la ausencia de cambios significativos tras la intervención terapéutica (Boira et al., 2013). Esto podría deberse a la ausencia de modificación en los grupos tratados o a la ausencia de sensibilidad de la escala (una cuestión a resolver en futuros trabajos). Por otro lado, no se han encontrado muchas diferencias entre agresores de pareja y la población general (Torres y López-Zafra, 2010), ni entre agresores de pareja, delincuentes sexuales y delincuentes comunes (García-Jiménez et al., 2013). La escala tampoco ha permitido diferenciar sujetos con y sin vcp entre pacientes adictos en tratamiento (Arteaga, 2011).

Junto a los trabajos analizados, en otra línea de investigación el inventario tuvo que ser eliminado del protocolo de evaluación utilizado para la creación de una herramienta para valorar el tratamiento en la comunidad por no encontrar saturaciones factoriales significativas (Pérez y Martínez, 2011) y tampoco mostró sensibilidad al cambio terapéutico (Martínez y Pérez, 2009), aunque en estos casos no se pudo acceder a las puntuaciones de la herramienta.

Todos estos resultados pondrían de manifiesto la necesidad de utilizar el inventario con cautela en caso de ser un criterio terapéutico, o de riesgo, y la necesidad de acumular más resultados sobre sus propiedades psicométricas antes de afirmar su posible utilidad.

Desde la experiencia práctica, Murphy y Eckhardt (2005) señalan que las distorsiones son constructos no accesibles al sujeto en ausencia de indicadores (precipitantes) internos o externos y, por ello, no se debe presuponer que los agresores tendrán acceso directo a ellas simplemente por acudir a tratamiento o solicitar su autoinforme con un cuestionario como el utilizado en este estudio. Asimismo, al igual que ocurre con otras variables como las afectivas (Loinaz, Echeburúa y Ullate, 2012), las distorsiones no son constructos unidimensionales (Peters, 2008) y pueden hacer referencia a distintos aspectos, para distintos contextos y bajo distintas circunstancias. Por ejemplo, la minimización y la negación podrían abarcar la existencia de violencia, su gravedad, la responsabilidad sobre lo ocurrido o la necesidad de intervención. a su vez, podrían relacionarse solo con una víctima concreta y no ser generalizables a otros aspectos. Estas particularidades deberían ser consideradas en el ámbito de estudio.

Este trabajo presenta una serie de limitaciones que podrían ser solventadas en próximos estudios. Por un lado, no se ha comparado la muestra actual con un grupo de control. por ello, resultará necesario analizar la validez discriminante de la propuesta factorial, comparando las puntuaciones de los agresores con las de un grupo de control proveniente de la población general. En la revisión bibliográfica se ha puesto de manifiesto cómo las distorsiones y estereotipos están presentes en la población general (Ferrer, Bosch, Ramis, Torres et al., 2006; Valor-Segura et al., 2008, 2011), pero son más prevalentes entre los agresores (Gilchrist, 2007, 2009) y, de hecho, son el objetivo de los tratamientos afirmando que su mejora es signo de eficacia (Carbajosa, Boira y Tomás-Aragonés, 2013; Lila et al., 2013; Millana, 2011). Por ello, es imprescindible demostrar la validez de los instrumentos y la existencia de diferencias en las puntuaciones para poder tomarlos como referencia. La comparación en el presente trabajo de los estudios disponibles con el IPDMV no ha permitido sacar conclusiones al respecto debido a la poca concordancia entre estudios.

Por otro lado, no se ha correlacionado el autoinforme en distorsiones con ningún otro criterio ni se ha controlado la deseabilidad social. Podrá resultar de interés analizar la validez convergente de la herramienta. Bien comparando su capacidad con la de otros instrumentos con objetivos similares, como el Cuestionario de Creencias Irracionales (Arce y Fariña, 2005), la Escala de Atribución de responsabilidad y Minimización (Lila et al., 2008a,b), o la Escala de Cultura de Honor (López-Zafra, 2007). O bien, tratando de correlacionar el nivel de distorsión con el tipo de delito o el autoinforme de violencia en escalas como la Conflict Tactics Scales-2 (Straus, Hamby, Boney-McCoy y Sugarman, 1996).

Por último, tal vez sea necesario proponer un nuevo instrumento con el mismo objetivo pero que abarque mejor los estilos de distorsión presentes en muestras de agresores (aquellas que se puedan considerar criminógenas). Para ello, podrá resultar de interés aplicar la metodología utilizada por otros estudios (Lila et al., 2008a,b; Peters, 2008; Scott y Straus, 2007) y analizar de forma cualitativa las narraciones que los agresores realizan en el momento actual, tras reformas legales y sociales que facilitan la utilización de machismos más sutiles (Valor-Segura et al., 2011) o atribuciones de culpa más allá de la víctima (al sistema judicial o a los movimientos feministas, por ejemplo).

Las implicaciones de los análisis psicométricos van más allá de su interés descriptivo. La utilización de herramientas adecuadas, válidas y fiables, es imprescindible para poder valorar la utilidad y eficacia de los programas de intervención, ver sobre qué variables tienen efecto y, por último, tener en cuenta qué variables de los agresores influyen sobre el riesgo de reincidencia (Loinaz, 2014) o sobre el desistimiento en la VCP (Walker, Bowen y Brown, 2013).

 

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(Rec: 10 mayo 2013 / Acept: 12 diciembre 2013).

Correspondencia a: Ismael Loinaz,
Universidad del País Vasco UPV/EHU, Facultad de Psicología - Departamento de Personalidad, Evaluación y Tratamiento psicológico, Avda. Tolosa, 70. 20018 San Sebastián (España), ismael.loinaz@gmail.com