REVISTA DE PSICOLOGIA -GEPU-
ISSN 2145-6569
IBSN 2145-6569-0-7

   
 
  Modelos Eco-psico-socio-culturales Predictivos de Violencia en la Pareja
Modelos Eco-psico-socio-culturales Predictivos de Violencia en la Pareja
 
 

 José Moral de la Rubia, Fuensanta López Rosales, Rolando Díaz Loving & Yessica Ivet Cienfuegos Martínez

 

Universidad Autónoma de Nuevo León, Universidad Nacional Autónoma de México /Mexico 
 
 

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José Moral de la Rubia. Facultad de Psicología, Universidad Autónoma de Nuevo León (UANL). Correo Electrónico: jose_moral@hotmail.com

Fuensanta López Rosales. Facultad de Psicología, Universidad Autónoma de Nuevo León (UANL). Correo Electrónico: fuensanta.lopez57@yahoo.com.mx

Rolando Díaz Loving. Facultad de Psicología, Universidad Nacional Autónoma de México (UNAM). Correo Electrónico: rdiazl@unam.mx

Yessica Ivet Cienfuegos Martínez. Facultad de Psicología, Universidad Nacional Autónoma de México (UNAM). Correo Electrónico: cimayeiv@hotmail.com


Recibido: 18 de Abril de 2013
Aprobado: 05 de Septiembre de 2013


Referencia Recomendada: Moral de la Rubia, J; López, F; Díaz, R; Cienfuegos, Y. (2013). Modelos eco-psico-socio-culturales predictivos de violencia en la pareja. Revista de Psicología GEPU, 4 (2), 44-73.


Resumen: Esta investigación tuvo como objetivo estudiar la relación de la violencia en la pareja (recibida y ejercida) con convencionalismo cultural, afrontamiento, apoyo social, atribución externa y violencia en la infancia. Se recolectó una muestra no probabilística de 400 participantes voluntarios, 223 mujeres y 177 hombres, 206 no vivían con su pareja y 194 sí. El promedio de edad fue 29.90 años (DE = 10.45). Se aplicaron 7 escalas de autorreporte. En el análisis de datos, se siguieron cinco pasos. 1) Se exploró las dimensiones subyacentes al conjunto de variables; 2) Se calcularon las correlaciones de los 7 predictores con violencia recibida y ejercida; 3) Con los correlatos significativos, se generaron dos modelos de regresión, uno para violencia recibida y otro para violencia ejercida; 4) Se especificó un modelo de análisis de senderos y se contrastó su ajuste, 5) Se contrastó la invarianza del modelo entre ambos sexos y entre quienes viven o no con su pareja. Desde el modelo identificado, que tuvo buen ajuste a los datos, el afrontamiento pasivo, violencia en la infancia y machismo predijeron menor apoyo de la pareja. El menor apoyo fue crítico en el incremento de violencia recibida, aparte del afrontamiento pasivo (más en mujeres), violencia en la infancia y machismo. Más violencia recibida generó más violencia ejercida. Consentimiento con roles tradicionales de género, menor escolaridad (ambas variables más en hombres) y atribución externa contribuyeron al incremento de la violencia ejercida, y la automodificación a su decremento. Finalmente se hacen sugerencias de intervención. 

Palabras ClavesViolencia,  parejas, afrontamiento, apoyo, cultura, México.

Abstract:  The aim of this research was to study the relation of couple violence (received and exerted) with cultural conventionalism, coping, social support, external attribution and childhood violence. A non-probability sample of 400 volunteer participants was collected. 223 women and 177 men integrated the sample; 206 participants did not live with their partner and 194 lived with their partner. The average age was 29.90 years (SD = 10.45). Seven self-report questionnaires were applied. In the data analysis, five steps were followed. 1) The underlying dimensions to the set of the studied variables were explored; 2) The correlations of the seven predictors with received and exerted violence were calculated; 3) With the significantly correlated variables, two regression models for predicting received or exerted violence were generated; 4) A path analysis model was specified and its fit to data was estimated; 5) Invariance of this model between both sexes and between those living or not with a partner was contrasted. From the specified model, which had a good fit to data, a passive coping style, childhood violence and machismo predicted lower couple support. A lower social support was critical in the increase of the received violence. The passive coping style (more notorious in women), childhood violence, and machismo also were significant predictors of the received violence. The more violence is received from the couple, the greater the likelihood that violence is exerted against the partner. The acceptance of gender traditional roles, lower educational level (both variables more notorious in men) and external attribution contributed to the increase of the exerted violence, and the self-modification influenced its decrease. Finally, some suggestions for intervention are proposed.

Keywords: 
Violence, couples, coping, support, culture, Mexico.

INTRODUCCIÓN


La violencia se puede definir como el hecho de hacer un uso excesivo de la fuerza o incurrir en una acción injusta con la que se ofende o perjudica a alguien y que tiene por objeto obligar física o moralmente a otro para que éste realice actos en contra de su voluntad. La violencia de intensidad creciente dentro de la relación de pareja puede terminar resultando para la víctima en sentimientos de desesperanza, depresión, trastornos de ansiedad, incluyendo estrés postraumático. Otros efectos graves son fracturas en diversas partes del cuerpo, embarazos no deseados, padecimiento de infecciones de transmisión sexual, e incluso la muerte (Velásquez, 2003).


La Encuesta Nacional sobre Violencia contra las Mujeres 2006 en México (Olaiz, Uribe & Del Río, 2009) reporta que 3 de cada 10 mujeres sufren de violencia de la pareja actual y 4 de cada 10 ha sido violentada por alguna pareja a lo largo de su vida. La prevalencia a nivel nacional de la violencia psicológica fue 29%, física 17%, sexual 13% y económica 4%. Desde la tercera Encuesta Nacional sobre la Dinámica de las Relaciones en los Hogares, el 42% de las mujeres mexicanas de 15 años o más reportan violencia psicológica de su pareja actual o de la pareja de su última relación, 25% económica, 14% física y 7% sexual (Instituto Nacional de Estadística, Geografía e Informática –INEGI-; Instituto Nacional de las Mujeres –INMUJERES-, 2012). A nivel estatal, en el caso de Nuevo León, donde se realizó el presente estudio, la proporción de violencia de la pareja es de 37% frente al 47% en la toda la república mexicana (INEGI, 2008). 

En el estado de Nuevo León, el tipo de violencia más común es la emocional (26%), seguida por la económica (19%), en tanto que la violencia sexual es mucho menor (4%) (INEGI, 2008). Las mujeres más jóvenes son las que registran los mayores niveles de violencia de sus parejas. La cohorte de 15 a 19 años es la que sufre los porcentajes más altos, aunque se observa un repunte en la cohorte de 35 a 39 años. Estas mujeres poseen un nivel educativo bajo, entre primaria y secundaria. Se observa que la violencia emocional, económica y física son menos frecuentes en áreas rurales que en urbanas, por el contrario la sexual es más frecuente (INEGI, 2008). En este mismo estado, el perfil promedio del agresor es hombre de 25 a 44 años de edad, originario del estado, que abusa del alcohol y que fue testigo de cómo su madre fue golpeada por su pareja (Garza & Reyes, 2008).


La alta incidencia de este fenómeno y sus graves consecuencias son las razones por las que actualmente el estudio de la violencia se ha vuelto un tema recurrente entre los investigadores sociales y en las agendas políticas. Precisamente, en 1999, se promulgó la norma oficial mexicana de criterios para la atención médica de la violencia familiar (NOM-190-SSA1-1999), donde se tipifica las formas de violencia familiar y su abordaje, y se crea el programa nacional contra la violencia intrafamiliar (Secretaría de Gobernación & Coordinación General de la Comisión Nacional de la Mujer, 1999).


Para explicar las causas de la violencia en la pareja se destacan: los antecedentes de violencia en la familia de origen (Molinar, 2004), estilos pasivos de afrontar las dificultades de pareja (Delgado, 2005), echar la culpa al otro (Velásquez, 2003), desajuste diádico (Perrone, 2006), así como el pertenecer a una cultura patriarcal, donde el hombre cuenta con un estatus superior al de la mujer y ejerce la violencia como medio de control (Johnson, 2008). Los celos, el gasto y el cuidado de los hijos suelen ser los motivos más frecuentes de las discusiones, peleas y actos de violencia dentro de la pareja (Cáceres & Cáceres, 2006; Rey, 2008).


Existe mucha investigación de la violencia centrada en la mujer como víctima del hombre (Castro & Casique, 2005; Heise & García, 2002; Ramos & Saltijeral, 2008). Cuando se sabe que no es un fenómeno unidireccional (Álvarez, 2009; Archer, 2002; Fiebert, 2010; Instituto Mexicano de la Juventud – IMJ-, 2007; Medeiros & Straus, 2006; Zarza & Froján, 2005) y que las teorías centradas en los aspectos de la cultura patriarcal y la asimetría de poder entre ambos sexos (Saucedo, 2005) cuentan con apoyo empírico limitado en los países occidentales en el presente (Dutton & Nicholls, 2005; Hines, Brown & Dunning, 2007), aunque éstos no dejan de ser determinantes relevantes de violencia en la pareja (Vargas, 2008). 


Por citar solo un estudio que no se centra exclusivamente en la madre, el Instituto Mexicano de la Juventud realizó, en 2007, la Encuesta Nacional sobre Violencia en el Noviazgo dirigida a jóvenes de entre 15 y 24 años de edad, que en el momento de la entrevista mantenían una relación de noviazgo o que la habían tenido en los últimos 12 meses. Hallaron que 6.8% de los jóvenes reportaron haber sufrido violencia física por parte de su pareja actual o de los últimos 12 meses previos a la entrevista (2.9% de las mujeres y 10.3% de los hombres), 39.4% sufrió violencia emocional (35.8% de las mujeres y 42.7% de los hombres) y 8.2% sufrió violencia sexual (8.4% de las mujeres y 6.1% de los hombres).


Este estudio tiene como objetivos: (1) predecir la violencia recibida de la pareja o ejercida contra la misma en hombres y mujeres heterosexuales, considerando como predictores directos convencionalismo con la cultura tradicional, afrontamiento de los problemas en la vida de pareja, red social, apoyo de la pareja, atribución externa y violencia en la infancia; y (2) estudiar la interrelación del conjunto de variables contempladas para proponer y contrastar un modelo de predicción complejo con relaciones intermedias. Debido a la heterogeneidad de la muestra empleada, con personas de ambos sexos, la mitad viviendo con su pareja (casados o en unión libre) y la otra mitad no (noviazgo), se añade un tercer objetivo: contrastar si este modelo general es invariante entre ambos sexos y entre personas que viven o no con su pareja.


El planteamiento del estudio retoma la perspectiva ecológica que parte de Bronfenbrenner (1979), la cual es recomendada por la Organización Mundial de la Salud (Krug, Dahlberg, Mercy, Zwi & Lozano, 2003). En México esta perspectiva es retomada por los modelos de Monzón (2003) y Cienfuegos y Díaz (2010). Dichos modelos postulan que para entender la dinámica de las relaciones de parejas violentas debe hacerse desde una perspectiva multivariada, considerando factores culturales (convencionalismo), sociales (red social y violencia en la familia de origen), de interacción dentro de la familia (apoyo) e individuales (afrontamiento, atribución, sexo, edad, escolaridad y estatus socioeconómico). Afín a la perspectiva ecológica se encuentra la sistémica; esta última defiende que es imposible comprender el fenómeno de la violencia en la pareja si no se contempla la dinámica de relación e interacciones de ambos miembros, donde se acentúan los paralelismos y semejanzas, sin ignorar las diferencias y contexto social de significados y valores (Álvarez, 2009; Medeiros & Straus, 2006). Desde ambas perspectivas se considera necesario contemplar las dos caras de la violencia (recibida y ejercida) en ambos miembros de la pareja.



MÉTODO


Participantes

Se empleó un muestreo no probabilístico, recolectándose una muestra incidental de 400 participantes voluntarios con pareja heterosexual (matrimonio, noviazgo o cohabitación), que residían en Monterrey y su zona metropolitana, Nuevo León, México.


Se entiende por matrimonio toda relación de convivencia y mutuo apoyo entre dos personas legalmente instituida, constituida como indisoluble o de difícil disolución; por cohabitación toda relación amorosa entre dos personas que conviven con o sin intención de casarse que puede tener un reconocimiento legal distinto al matrimonio, siendo su disolución más sencilla que la del matrimonio; y por noviazgo toda relación amorosa mantenida entre dos personas solteras, divorciadas, separadas o viudas con o sin intención de casarse y que no conviven.


El 56% (223 de 400) de los participantes fueron mujeres y 44% (177) hombres, habiendo significativamente más mujeres (χ2 [1, N = 400] = 5.29, p = .02). La media de edad en la muestra fue 29.90 años y la mediana 26, con una mínima de 18 años, máxima de 64 y desviación estándar de 10.45 años, siendo las medias de edad entre hombres y mujeres estadísticamente equivalentes (t [397.58] = -1.25, p = .21). El 56% (222 de 400) reportó tener estudios de licenciatura, 27% (109) de bachillerato, 12% (49) de secundaria, 3.5% (14) de posgrado y 1.5% (6) de primaria. La media y mediana correspondieron a estudios de licenciatura. El promedio de escolaridad fue equivalente entre los hombres y mujeres encuestados (ZU = -1.06, p = .29). 


El 51.5% (206 de 400) de los participantes señalaron estar solteros, 47.5% (190) casados y 1% (4) en unión libre. Los solteros se encontraban en relaciones de noviazgo. Así 48.5% de los encuestados vivían con su pareja (casados y en unión libre) y 51.5% no (novios), siendo ambos porcentajes estadísticamente equivalentes (χ2 [1, N = 400] = 0.36, p = .55). La mediana de años de relación con la pareja actual es 4 años, variando de 1 a 46 años. 

El 53% (195 de 370) dijo tener hijos y el 47% (175) no; 30 participantes no señalaron si tenían o no hijos. Entre los que tenían hijos, el número varió de 1 a 5, con una media y mediana de 2 y una desviación estándar de 1. El salario promedio familiar al mes fue reportado por el 68% (271 de 400) de los encuestados. Su media fue 12,850 pesos (unos 1,000 dólares estadounidenses), con una mediana y moda de 10,000, con una desviación estándar de 10,514, variando de 700 a 60,000. 


El alto porcentaje de valores perdidos en los ingresos debe atribuirse a temores por la inseguridad que vive México en relación con los secuestros. No indicaron su ocupación 15 participantes, entre los que sí el 31% (120 de 385) señalaron ser estudiantes, 29% (111) empleados manuales, 17% (67) amas de casa, 14.5% (56) empleados profesionales, 5.5% (21) tener negocio propio y 3% (10) desempleados o jubilados (véase Tabla 1).



Instrumentos

Cuestionario de premisas histórico-socioculturales (Díaz-Guerrero, 2003). Es una versión breve de 27 ítems dicotómicos. Los 20 ítems directos se puntúan: 0 = “disconforme” y 1 = “conforme”; y los 7 ítems inversos: 0 = “conforme” y 1 = “disconforme”. La puntuación total, con un rango de 0 a 27, se obtiene por suma simple de los ítems. El cuestionario mide conformismo cultural. Puntuaciones altas reflejan una actitud de conservadurismo cultural, y bajas una actitud crítica o contracultural. Está integrado por 7 factores: 


- Temor a la autoridad con 4 ítems (p. ej., “muchos hijos temen a sus padres”).

- Autoafirmación con 4 ítems (p. ej., “algunas veces un hijo no debe obedecer”).

- Obediencia afiliativa con 3 ítems (p. ej., “nunca se debe dudar de la palabra de una madre”).

- Machismo con 4 ítems (p. ej., “los hombres son superiores a las mujeres”). 

- Marianismo con 4 ítems (p. ej., “la vida es más dura para una mujer que para un hombre”).

- Honor familiar con 3 ítems (p. ej., “un hombre que comete adulterio deshonra a su familia”).

- Consentimiento con roles tradicionales de género con 3 ítems (p. ej., “los hombres deben ser dominantes”). 


En la presente muestra la consistencia interna de los 27 ítems fue alta (α = .77). Los valores de alfa para los siete factores variaron de .83 (temor a la autoridad) a .58 (marianismo) con un promedio de .70. La distribución de la puntuación total de los 27 ítems se ajustó a una curva normal (ZK-S = 1.30, p = .07) de media 11.74 y desviación estándar de 4.65, pero la de ninguno de los factores se ajustó al modelo matemático de la normalidad.


Escala de estrategias de manejo de conflictos, versión corta (Moral & López, 2011). Consta de 34 ítems con un rango de respuesta de 1 (“nunca”) a 5 (“siempre”). Todos son directos, salvo el ítem 32. Mide las estrategias y estilo de afrontamiento que la persona emplea en situaciones de conflicto con su pareja íntima. Se compone de 6 factores de primer orden: 


- Negociación con 7 ítems (p. ej., “discuto el problema hasta llegar a una solución”).

- Afecto con 5 ítems (p. ej. “utilizo palabras cariñosas”).

- Tomarse un tiempo para reflexionar o buscar el momento oportuno (tiempo) con 6 ítems (p. ej. “espero a que las cosas se calmen”).

- Evitación con 4 ítems (p. ej. “me alejo”).

- Automodificación con 5 ítems (p. ej. “analizo las razones de cada uno”).

- Acomodación con 3 ítems (p. ej. “termino cediendo sin importar quien se equivocó”). 


Asimismo, tiene dos factores de segundo: estilo de afrontamiento constructivo o enfocado a resolver el conflicto que incluye las estrategias de negociación, automodificación y afecto; y estilo de afrontamiento pasivo que incluye las estrategias de acomodación, evitación y tiempo. Debido a la heterogeneidad de los seis factores que integran la escala, una puntuación total no está justificada; en su lugar se emplean dos factores de segundo orden. En la presente muestra, la consistencia interna del factor de segundo orden de estilo de afrontamiento pasivo fue alta (α = .73), al igual que la del estilo de afrontamiento enfocado a resolver el conflicto (α = .86). Los valores de consistencia interna de los factores de primer orden variaron de .89 (afecto) a .51 (automodificación) con un promedio de .71. Las distribuciones del estilo de afrontamiento enfocado a resolver el conflicto y la estrategia de tiempo se ajustaron a una curva normal. Las demás distribuciones se desviaron del modelo matemático de la normalidad.


Cuestionario de violencia en la pareja (Cienfuegos, 2011). El cuestionario está integrado por dos escalas, una de violencia recibida de la pareja y otra de violencia ejercida contra la pareja. La primera escala se compone de 27 ítems directos con un rango de 5 puntos de 1 (“nunca”) a 5 (“siempre”), siendo el rango de la puntuación total de 27 a 135. Una mayor puntuación refleja que se es víctima de violencia por parte de la pareja con más frecuencia. Tiene 4 factores: violencia física con 6 ítems (p. ej. “mi pareja me ha empujado con fuerza”), psicológica con 7 ítems (p. ej. “vigila todo lo que yo hago”), económica con 6 ítems (p. ej., “utiliza el dinero para controlarme”) y sexual con 8 ítems (p. ej. “me critica como amante”). En la presente muestra la consistencia interna de los 27 ítems fue alta (α = .96), al igual que la de sus factores, variando de .89 a .87, con un promedio de .88. Las distribuciones de la puntación total y sus 4 factores fueron asimétricas positivas y apuntadas, alejándose del modelo matemático de la normalidad. La segunda escala se compone de 11 ítems directos con un rango de 5 puntos cada uno (de 1 “nunca” a 5 “siempre”), siendo el rango de la puntuación total de 11 a 55. Una mayor puntuación refleja que se ejerce violencia contra la pareja con más frecuencia. Tiene 2 factores: violencia psicológica o verbal con 6 ítems (p. ej. “he llegado a insultar a mi pareja”) y otro tipo de violencia (no psicológica que incluye física, económica y sexual) con 5 ítems (p. ej., “he llegado a lastimar físicamente a mi pareja”). En la presente muestra la consistencia interna de los 11 ítems fue alta (α = .89), al igual que la de sus dos factores (.88 y .74). Las distribuciones de la puntación total y los dos factores se alejaron de una curva normal, mostrando asimetría positiva y apuntamiento.


Escala de atribución (Orvis, Kelley & Butler, 1976). Se compone de dos preguntas abiertas y seis cerradas (forma simplificada). Primero se pide a la persona participante describir un problema reciente, en los últimos 6 meses, en el cual su pareja le causó algún mal o daño. A continuación se le solicita escribir la causa o razón del problema. Finalmente se realizan seis preguntas cerradas que se responden en un formato Likert de 5 puntos (de 1 “totalmente en desacuerdo” a 5 “totalmente de acuerdo”). La suma de estos seis ítems con el tercero invertido (“lo que sucedió fue culpa mía”) constituye el puntaje de atribución externa, donde se está culpando al otro o al azar de la causa del problema. En la presente muestra la consistencia interna de los 6 ítems fue baja (α = .59). La distribución de la puntuación total de media 19.09 y desviación estándar 3.90 se alejó del modelo matemático de la normalidad (ZK-S = 2.72, p < .01), al presentar ligera asimetría negativa y apuntamiento.


Cuestionario de red de apoyo social (Cienfuegos & Díaz-Loving, 2010). En primer lugar se pregunta por un total de 14 personas o situaciones de apoyo para averiguar si están presentes o ausentes en la vida de la persona participante, incluyendo a la pareja íntima (p. ej. “tengo compañeros/as de trabajo”), y a continuación se pregunta por la frecuencia con que prestan ayuda (de 1 “nada” a 4 “mucho”). Se obtienen dos puntuaciones por suma simple. El tamaño de la red de apoyo (suma del número de síes a las situaciones o personas de apoyo) y cantidad de apoyo recibido de la red (suma de la frecuencia de ayuda). En la presente muestra la consistencia interna de los 14 ítems de cantidad de apoyo recibido fue alta (α = .79) y la del tamaño de la red adecuada (α = .60). Las distribuciones de ambas puntuaciones fueron asimétricas negativas y no se ajustaron a una curva normal.


Escala de apoyo social ante el estrés de Perkerson (2007) con la adaptación mexicana de Cienfuegos (2011). Consta de 22 ítems directos con un rango de respuesta de 5 puntos (de 1 “nunca” a 5 “siempre”), siendo el rango de la puntuación total de 22 a 110. Una mayor puntuación refleja más apoyo social. Tiene tres factores: apoyo de la pareja con 9 ítems (p. ej. “mi pareja me da consejos para solucionar mis problemas”), de otros significativos con 11 ítems (p. ej. “alguien diferente a mi pareja me presta dinero cuando lo necesito”) y en el cuidado de los hijos con 2 ítems (“cuando lo necesito mi pareja me ayuda con el cuidado de los hijos” y “alguien diferente a mi pareja me ayuda con el cuidado de los hijos”). En la presente muestra la consistencia interna de los 27 ítems fue alta (α = .87), al igual que la de sus dos primeros factores (.93 y .89, respectivamente), siendo adecuada la del tercero (.60). El valor alfa promedio de los tres factores fue .81. La distribución del puntaje total se ajustó a una curva normal (ZK-S = 1.31, p = .06) de media 85.92 y desviación estándar 14.03, pero las distribuciones de los tres factores se alejaron del modelo matemático de la normalidad; los perfiles fueron asimétricos negativos, concentrándose en las puntuaciones altas.


Escala de violencia en la familia de origen de Delgado (2005). Se compone de 9 ítems directos con un rango de 5 puntos cada uno (de 1 “nunca” a 5 “siempre”), siendo el rango de la puntuación total de 9 a 45. Una mayor puntuación refleja haber vivido más violencia en la familia de origen durante la infancia. Tiene 3 factores: violencia física y emocional del padre hacia los hijos o hacia la madre con 5 ítems (p. ej. “mi padre llegó a lastimarme emocionalmente con humillaciones, burlas, amenazas, celos, gritos o insultos” o “mi padre llegó a lastimar físicamente a mi madre con empujones, cachetadas o golpes”), de la madre hacia el padre con 2 ítems (“mi madre llegó a lastimar emocionalmente a mi padre con humillaciones, burlas, amenazas, celos o insultos” y “mi madre llegó a lastimar físicamente a mi padre”), y de la madre hacia el hijo con 2 ítems (“mi madre llegó a castigarme físicamente” y “mi madre llegó a lastimarme emocionalmente”). En la presente muestra la consistencia interna de los 9 ítems fue alta (α = .88), al igual que la de sus tres factores que varió de .88 a .76 con un promedio de .82. Las distribuciones de la puntuación total y sus tres factores se desviaron del modelo matemático de la normalidad, presentando asimetría positiva.


Procedimiento

El conjunto de escalas se administraron de forma individual en las casas particulares, calles peatonales, parques públicos y salas de espera de instituciones sanitarias. La pretensión era lograr una equivalencia de sexos y un tamaño muestral de al menos 400 participantes para tener potencia estadística en los 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 los que se levantó la muestra. El abordaje de los participantes se realizó de forma aleatoria, intentando alternar un hombre por cada mujer.


El cuestionario fue aplicado y los datos capturados por estudiantes de último semestre de licenciatura, entrenados para tal fin. Las preguntas sobre datos sociodemográficos eran hechas y las respuestas anotadas por los encuestadores, y las escalas eran leídas y contestadas por escrito por los participantes. De forma previa se solicitaba 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) y Asociación Psicológica Americana (2002). Se tardaba aproximadamente 60 minutos en el proceso completo de aplicación. 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.


Análisis de datos

Con el objetivo de conocer la interrelación de todas las variables contempladas se calcularon correlaciones bivariadas por el coeficiente producto-momento de Pearson y se determinaron las dimensiones subyacentes a través de un análisis factorial exploratorio. La extracción de los factores se realizó por Componentes Principales con una rotación no ortogonal por el método Oblimín. El número de componentes factoriales se fijó por el criterio de Kaiser (autovalores iniciales mayores a 1). A continuación se estimaron dos modelos de predicción  por  medio  de  regresión  lineal múltiple,  empleando  el  método  de  pasos progresivos (Stepwise), con aquellas variables que tuvieron correlación con los dos criterios (violencia recibida o ejercida). Finalmente se propuso un modelo por análisis de senderos. Los modelos se estimaron por Máxima Verosimilitud sin medidas ni interceptos y con las covarianzas de entrada insesgadas. Se consideraron diez índices para valorar el ajuste a los datos: estadístico ji-cuadrado (χ2), cociente entre el estadístico ji-cuadrado y sus grados de libertad (χ2/gl), el valor de la función de discrepancia (FD), parámetro de no centralidad poblacional (PNCP), índice de bondad de ajuste (GFI) de Jöreskog y Sörbom y su modalidad corregida (AGFI), índice de ajuste comparativo (CFI) y normado (NFI) de Bentler-Bonnet, índice incremental de ajuste (IFI) por el coeficiente delta de Bollen y error cuadrático medio de aproximación (RMSEA) de Steiger-Lind. 


Se estipularon como valores de buen ajuste: p > .05 para χ2, χ2/gl ≤ 2, FD y PNCP ≤ un cuarto del valor correspondiente al modelo independiente, GFI, CFI e IFI ≥ .95, AGFI y NFI ≥ .90, y RMSEA ≤ .05; y como valores adecuados: p > .01 para χ2, χ2/gl ≤ 3, FD y PNCP ≤ un medio del valor correspondiente al modelo independiente, GFI, CFI e IFI ≥ .85, AGFI y NFI ≥ .80, y RMSEA < .08 (Moral, 2006; Kline, 2010). Se hicieron contrastes unigrupo (muestra total) y multigrupo (sexo y vivir o no con la pareja). 


Siguiendo las recomendaciones de Byrne (2008) para el contraste multigrupo, éste se realizó tanto para un modelo sin constricciones (los coeficientes de regresión, correlaciones y residuos fluctúan en las distintas muestras comparadas y luego se comprueba la equivalencia de los mismos) como para los modelos con constricciones en los pesos o coeficientes de regresión (fijos para todas las muestras), en las varianzas y covarianzas, así como en los residuos. Con el modelo sin constricciones se prueba la equivalencia más flexible y con los modelos con constricciones una equivalencia más estricta. Solo si el ajuste es adecuado o bueno en los distintos modelos se puede afirmar que el modelo es invariante entre las distintas muestras, especialmente si se observa equivalencia de bondad de ajuste por la prueba de la diferencia de los estadísticos ji-cuadrado (Δχ2) en las comparaciones anidadas por pares de modelos. Los cálculos estadísticos se realizaron con SPSS16 y AMOS7.



RESULTADOS


Estructura dimensional subyacente del conjunto de variables

Por el criterio de Kaiser (autovalores iniciales mayores a 1), se definieron 5 componentes que explicaron el 65.63% de la varianza total de 14 variables. El primero quedó integrado por violencia en la familia de origen, violencia recibida de la pareja y violencia ejercida contra la pareja; por su contenido se denominó violencia. 


El segundo componente quedó definido por los afrontamientos de tiempo, acomodación y evitación;  por  su  contenido  se denominó estilo  de  afrontamiento  pasivo.  El  tercero quedó definido  por  tamaño  de  la  red  social, cantidad  de  apoyo  recibido  y  apoyo  social; por  su  contenido  se  denominó  apoyo.  El cuarto quedó definido por los afrontamientos  de  negociación,  afecto  y automodificación;  por  su contenido se denominó  estilo  de  afrontamiento  constructivo.      El  quinto  quedó  definido  por  la atribución externa  y  el  puntaje  total  en  la escala de premisas histórico-socioculturales; probablemente refleje rigidez cognitiva, otorgándosele esta denominación con base en la interpretación hecha (véase Tabla 2 en PDF).


Modelo por regresión lineal múltiple de violencia recibida

Se introdujeron todos los correlatos significativos de violencia recibida, salvo salario mensual familiar para evitar pérdida de casos, pues casi la mitad de los participantes no proporcionaron esta información (véase Tabla 3). El modelo retuvo cinco variables: apoyo de la pareja (β = -.44), violencia ejercida contra la pareja  (β = .30),  afrontamiento  pasivo  (β = .15),  machismo  (β = .14)  y  violencia  del padre  durante  la  infancia  (β = .13).  El modelo explicó el 64% de la varianza del criterio. Indicó que mujeres y hombres reportaban más violencia de la pareja cuando se quejaban de  recibir  menos  apoyo de  ésta,  reconocían  ejercer  con  más frecuencia violencia contra la misma, dominaba un estilo de afrontamiento pasivo (evitación, acomodación y tiempo), mostraban una perspectiva machista y habían sido víctima o testigo de violencia del padre en la familia de origen con más frecuencia. El modelo presentó índices de colinealidad (tolerancia e inflación de la varianza) aceptables, esto es, próximos a 1 (véase Tabla 4 en PDF).


Modelo por regresión lineal múltiple de violencia ejercida

Se introdujeron todos los correlatos significativos de violencia ejercida, salvo el salario familiar mensual para evitar perder casos, como en el cálculo anterior (véase Tabla 3 en DPF). El cálculo se detuvo en el sexto paso, cuando entró en el modelo el factor de violencia económica recibida de la pareja que generó mucha colinealidad con la primera variable introducida, la puntuación total de la violencia recibida de la pareja. 


Por lo tanto se tomó el modelo del paso previo, el quinto. Éste quedó integrado por cinco variables: violencia recibida de la pareja (β = .50), automodificación (β = -.27), atribución externa (β = .16), escolaridad (β = - .10) y conformidad con aspectos tradicionales de género (β = .09). Explicó el 49% de la varianza del criterio. Indicó que mujeres y hombres reportaban ejercer más violencia contra su pareja cuando señalaban recibir más violencia de la misma, empleaban con menos frecuencia la automodificación para afrontar los conflictos de pareja, tendían más a la atribución externa del conflicto, poseían menor grado de escolaridad y mostraban más conformismo con la perspectiva tradicional de género. El modelo presentó índices de colinealidad (tolerancia e inflación de la varianza) aceptables, esto es, próximos a 1 (véase Tabla 4 en PDF).


Análisis de Trayectorias

Desde los datos previos se especificó un modelo recursivo con doce vías direccionales y cinco correlaciones: la violencia en la familia de origen (como variable exógena) predijo la violencia recibida y ejercida (endógenas). Machismo (exógena), apoyo de la pareja (endógena) y estilo de afrontamiento pasivo (exógena) pronostican la violencia recibida. Violencia recibida, automodificación y consentimiento con aspectos tradicionales del rol de género predijeron violencia ejercida. 


Aparte el estilo de afrontamiento pasivo, automodificación, violencia en la infancia y machismo fueron pronosticadores del apoyo de la pareja. El machismo y el consentimiento correlacionaron (convencionalismo cultural en aspecto de género), al igual que el estilo de afrontamiento pasivo y la automodificación (afrontamiento). 


No se especificaron como indicadores de dos variables latentes por su reducido número (dos indicadores cada una). Para evitar que el modelo presentase problemas para alcanzar una minimización exitosa de la función de discrepancia, no se contemplaron relaciones causales de la violencia en la infancia con los aspectos de convencionalismo cultural y de afrontamiento, sino correlaciones; así se introdujo la correlación de la violencia en la infancia con acomodación, machismo y consentimiento. 


Las correlaciones de la violencia en la infancia con atribución externa y afrontamiento pasivo no fueron significativas, por lo que se omitieron. El coeficiente de curtosis multivariada de Mardia fue mayor a 10, pero menor a 70 (CMM = 32.43, RC = 23.05), lo que refleja que existe cierta desviación de la normalidad multivarada, pero admisible para la aplicación del método de máxima verosimilitud (Rodríguez & Ruiz, 2008). 


La minimización de la función de discrepancia fue exitosa en 7 iteraciones. La solución fue admisible. Todos los parámetros fueron significativos, incluso el coeficiente de regresión del consentimiento al predecir la violencia ejercida (B = 0.73, EE = 0.37, CR = 1.96, p < .05, β = .08). 


El modelo explicó el 55% de la varianza de la violencia recibida, 43% de la ejercida y 20% del apoyo de la pareja. Los valores de ajuste fueron de buenos (FD, PNCP, GFI, AGFI, IFI y CFI) a adecuados (χ2/gl y RMSEA), con la excepción del estadístico ji-cuadrado, el cual es muy sensible a la complejidad del modelo y violación del supuesto de normalidad multivariada (Kline, 2010). Por  lo  que  el  ajuste del modelo a los datos puede calificarse como bueno en términos  generales (véanse  Figura  1 y  Tabla 5 en PDF).


Al contrastar el modelo entre hombres y mujeres por la modalidad multigrupo, en el modelo sin constricciones, el ajuste fue de bueno (FD, PNCP y GFI) a adecuado (χ2/gl, AGFI, IFI, CFI y RMSEA). Como en la muestra conjunta la bondad de ajuste no se sostuvo por la prueba ji-cuadrado. Debe señalarse que en la muestra de mujeres se explicó mejor la violencia recibida (60%), pero peor la ejercida (36%) y el apoyo de la pareja (17%) que en la muestra de hombres (48%, 56% y 27%, respectivamente). 


En mujeres el consentimiento con los roles tradicionales de género no fue un predictor significativo de violencia ejercida contra la pareja (p = .68), ni tampoco correlacionó con violencia en la infancia (p = .26). En hombres no fue significativa la correlación entre automodificación y afrontamiento pasivo (p = .59), ni las correlaciones de violencia en la infancia con consentimiento (p = .11) y machismo (p = .09). Cuando todas estas relaciones fueron significativas en la muestra conjunta. Por lo tanto, el efecto del consentimiento con los roles tradicionales de género en la violencia ejercida dentro de la muestra conjunta se debe a los hombres y la correlación entre afrontamiento pasivo y automodificación a las mujeres (véanse Tabla 5 y Figuras 2 y 3 en PDF). 


Asimismo, los modelos con constricciones en los pesos, en las varianzas y covarianzas, así como en los residuos tuvieron índices de ajuste de adecuados a buenos. La bondad de ajuste del modelo sin constricciones fue estadísticamente equivalente a la del modelo con constricciones en los pesos (p = .45) (véase Tabla 6 en PDF). Por lo tanto, el modelo general posee propiedades de invarianza entre hombres y mujeres bastante adecuadas.

 

Al  tenerse  una  muestra  mixta  constituida en su  mitad  por  personas  casadas o  en  unión  libre  (n = 194)  y  en  su  otra  mitad  por  personas  en  situaciones  de  noviazgo  (n = 206),  se  decidió  también  contrastar   la  invarianza  del  modelo  entre  ambas situaciones, pues éstas podían introducir diferencias (Díaz-Loving & Sánchez-Aragón, 2002). El ajuste del modelo fue de bueno (FD, NCP/n, GFI, AGFI, IFI y CFI) a adecuado (χ2/gl y RMSEA). 


Como en la muestra conjunta la bondad de ajuste no se sostuvo por la prueba ji-cuadrado. En la muestra de personas que no vivían en pareja el porcentaje explicado de apoyo fue bajo (7%), frente al 34% en la muestra de los que sí viven en pareja, resultando automodificación y machismo predictores no significativos de apoyo de la pareja. En esta muestra la correlación entre violencia en la infancia y automodificación no fue significativa. 


En ambas muestras el consentimiento con los roles tradicionales de género no predijo violencia ejercida. En personas casadas y en unión libre, el machismo no predijo violencia ejercida y las correlaciones entre automodificación y estilo de afrontamiento pasivo y entre violencia en la infancia y consentimiento con roles tradicionales de género no fueron significativas (véanse Tabla 5 y Figuras 4 y 5 en PDF). 


Los  modelos  con  constricciones  en  los pesos,  en  las  varianzas  y  covarianzas,  así como  en  los  residuos  tuvieron  índices  de ajuste  de  adecuados a  buenos.  No  obstante,  la  bondad  de  ajuste  de   ninguno  de  estos  tres  fue   estadísticamente equivalente a la del modelo sin constricciones (véase Tabla 6 en PDF).  Por lo tanto, el modelo general posee propiedades de invarianza entre personas que viven o no juntas adecuadas.



DISCUSIÓN


Este apartado se inicia discutiendo los resultados del análisis factorial, se sigue con los datos correlacionales y predictivos, se señalan las limitaciones del estudio, se cierra con unas conclusiones como respuesta a los objetivos planteados y se formulan algunas sugerencias para la intervención y futuros estudios


Esta investigación finalmente pretendía predecir la relación de la violencia en la pareja (recibida y ejercida) en función del convencionalismo cultural, afrontamiento, apoyo social, atribución externa y violencia en la infancia.


Desde el análisis factorial se observa que los tres tipos de violencia (recibida, ejercida y en la infancia) están muy relacionados y definen claramente un componente de violencia. Éste podría caracterizarse como un círculo vicioso, donde la violencia genera violencia, como señalan diversos autores (Kandel, 2003; Johnson, 2008). Cabe señalar que el efecto se hace más potente dentro de una cultura que enfatiza la importancia de la familia sobre el comportamiento de los individuos (Díaz-Guerrero, 2003). Este componente de violencia se relaciona con una red de apoyo débil, asimismo con atribución externa y conformismo cultural, como indican las correlaciones entre los componentes. El factor de apoyo es claro en su configuración y éste se define de igual forma si el análisis se corre por separado en hombres y mujeres. Las seis estrategias definen dos estilos de afrontamiento: pasivo (acomodación, buscar el tiempo adecuado y evitación) y constructivo (reflexión, afecto y automodificación). 

Estos dos estilos de afrontamiento son usualmente observados como factores de segundo orden en otras escalas (Sandín & Chorot, 2003). El cuarto factor de conformismo cultural se asocia con la atribución externa, indicando un aspecto de rigidez cognitiva que contribuye a la violencia; el resultado es el mismo al extraer los factores en las mujeres, pero en los hombres se asocia con afrontamiento pasivo, reflejando pasividad o un carácter con mucha dependencia social (débil).


En los modelos de regresión, el machismo se destaca como predictor significativo de violencia recibida, y el consentimiento con los roles tradicionales de género sobresale como predictor de la violencia ejercida. En el modelo de senderos ambas variables se introducen como correlacionadas. El machismo es significativo en hombres y mujeres como predictor de violencia recibida y apoyo de la pareja. El consentimiento solo es predictor significativo de violencia ejercida en la muestra conjunta y de hombres, pero no en mujeres, asimismo tampoco lo es al separar la muestra entre aquéllos que viven o no con la pareja. Probablemente el cambio de roles, con la mujer que se incorpora al mercado laboral y exige más autonomía, genera más conflictos y violencia en los hombres con conceptos más tradicionales de los roles de género (Kowng, Bartolomew, Henderson & Trinke, 2003). Además, parece que este conflicto está más presente en las situaciones de noviazgo que en las de matrimonio y cohabitación. Precisamente el machismo dentro de la muestra de personas casadas y en unión libre no fue predictor de violencia ejercida.


Debe señalarse que, en la presente muestra, los hombres se quejaron de recibir más violencia que las mujeres y ambos sexos reportaron ejercer violencia con un promedio estadísticamente equivalente. El nivel de violencia fue bajo, por lo que se trata de una violencia cotidiana, aceptada por la cultura, donde el hombre es criticado, ridiculizado e incluso cacheteado por la mujer (Moral, López, Díaz-Loving & Cienfuegos, 2011). Estos datos reflejan una realidad social que está fuera de los juicios penales que se vive en el noviazgo y el matrimonio. Aunque la sociedad actual es muy sensible a la violencia masculina, especialmente en el ámbito sexual, tiende a tolerar, ignorar y devaluar la violencia femenina. Cuando sí existe victimización masculina (Fiebert, 2010; Trujano, Martínez & Camacho, 2010). Incluso los estudios que comparan la frecuencia de la violencia ejercida contra la pareja entre ambos sexos observan mayores medias en las mujeres o promedios equivalentes ente mujeres y hombres (Álvarez, 2009; Archer, 2002; González & Santana, 2001; Kimmel, 2002; Strauss, 2005; Whitaker, Haileyesus, Swahn & Saltzman, 2007).


Steinmetz (1977) criticó los estudios de victimización masculina, argumentando que la violencia femenina era verbal, de baja intensidad y sin efectos traumatizantes, por lo tanto era falso que los hombres fuesen víctimas de violencia por parte de sus parejas femeninas. Otros investigadores, como Johnson (2008), señalan que la violencia femenina es reactiva, impulsiva, y nunca se emplea como una estrategia de control o de terrorismo íntimo, existiendo mucha diferencia entre hombres y mujeres violentos. No obstante, hay casos de victimización grave y sistemática de hombres por parte de sus parejas femeninas y no precisamente anecdóticos (Álvarez, 2009; Baber, 2008; Weizmann, Sailas, Viemerö & Eronen, 2002), siendo la tendencia de los hombres a no denunciar violencia doméstica y la de la sociedad a burlarse de los casos públicos o denunciados (Fontena & Gatica, 2000, 2003).

INMUJERES (2008), desde la encuesta nacional de la violencia en el noviazgo 2007, reporta que el 35% de la violencia emocional que genera daño nunca se reporta (25% mujeres y 44% hombres) y 31% de la violencia física (13% mujeres y 49% hombres). Por otra parte, la mayoría de la violencia (cotidiana) de los hombres hacia las mujeres es de baja intensidad y no traumatizante, como Johnson describe la violencia femenina, siendo un sesgo de algunas investigaciones el considerar como prototipo de violencia masculina los casos judiciales o de las mujeres en tratamiento por indefensión o estrés postraumático (Fiebert, 2010; Kimmel, 2002;). Siguiendo esta misma línea argumental, se tiene el tratamiento popular a la violencia de pareja. Aunque las escenas del “mandilón” humillado y hostigado por su esposa son motivo de hilaridad en comedias y chistes, estas situaciones en la vida cotidiana son tan adversas como las que vive la mujer humillada y hostigada por los celos y posesividad de su esposo. Curiosamente este sufrimiento femenino nunca es argumento de comedias o chistes, sino de dramas. Dentro de esta polémica no agotada y con clara transcendencia política, parece que entre las grandes diferencias de ambos sexos están las situaciones de violencia recíproca; el hombre es más probable que genere lesión que la mujer en dichas discusiones (Whitaker et al., 2007). Debe señalarse que la violencia recíproca frecuente y en escalada suele conducir a un divorcio temprano, usualmente en los dos primeros años de matrimonio (Gottman & Levenson, 2002).


La baja escolaridad aparece como un factor de riesgo de ejercer violencia. Al repetir el análisis separando ambos sexos, la escolaridad es un predictor significativo en hombres, pero no en mujeres. Al existir una correlación de -.24 entre escolaridad y machismo en hombres, podría atribuirse el efecto al machismo. Precisamente al parcializar el efecto del machismo en la correlación entre la escolaridad y la violencia ejercida, ésta deja de ser significativa (r = -.09, p = .08). Debe destacarse que, en esta muestra joven, con 12 o más años de escolaridad y de clase media (perfil promedio), las respuestas en la escala de premisas histórico-socioculturales se mueven hacia una posición crítica frente a una posición conformista, que puede encontrarse en sectores de población de adultos mayores, con baja escolaridad y estatus socioeconómico bajo (Díaz-Guerrero, 2003).


La violencia en la familia de origen también es un factor crítico en la predicción de la violencia recibida. En la muestra conjunta es la violencia del padre. No obstante, al repetir los análisis de correlación y regresión lineal en cada sexo (datos no presentados), se evidencia que es el progenitor del mismo sexo como agresor el aspecto crítico de violencia recibida. Estas experiencias parecen generar una sensibilidad ante los conflictos, tendencia a amplificarlos, desencadenándose finalmente una reacción de indefensión o derrota (Dejonghe, Bogart, Levendosky, Von-Eye & Davidson, 2005).


El afrontamiento pasivo resulta un factor de riesgo de violencia recibida y la automodificación aparece como factor protector de violencia ejercida tanto en los modelos de regresión como en el de senderos dentro de la muestra conjunta. A nivel de correlatos directos de violencia recibida destaca la estrategia de la evitación, incluso de violencia ejercida, pero finalmente no es una variable importante en los modelos de predicción frente al factor de afrontamiento pasivo que incluye esta variable, e introduce algunos matices adicionales de sumisión (acomodarse y esperar el momento). De aquí se destaca la importancia de desarrollar un afrontamiento activo y flexible ante las dificultades de pareja durante la intervención dentro de un clima de cariño y respeto mutuo.


El apoyo de la pareja, que se puede contemplar como una variable de afrontamiento activo, así como de satisfacción marital, es crítico en el modelo de violencia recibida. Aparece como factor protector. Es importante en ambos sexos, como revela el modelo de senderos. Lo favorece la automodificación y lo dificulta el haber vivido violencia en la infancia, el afrontamiento pasivo y el machismo. No obstante, el efecto del machismo y la automodificación sobre el apoyo no es relevante en novios, pero sí en personas casadas o que cohabitan, probablemente por el menor contacto cotidiano e interdependencia.


La atribución externa es crítica en la predicción de la violencia ejercida tanto desde el modelo de regresión como desde el modelo de senderos. La atribución externa o echar la culpa de los problemas a la pareja y el entorno, sin asumir la propia responsabilidad y consecuencia de los actos, motiva y justifica actos de violencia (Clements & Swahney, 2000). De ahí que es una variable importante en la intervención, como señalan varios autores (Jewkes, 2002; Kandel, 2003; Johnson, 2008).


Como predictor de violencia recibida aparece la violencia ejercida; y, a su vez, como predictor de violencia ejercida aparece la recibida, ya sea la puntuación total o el factor de violencia física. Por lo tanto, los modelos están reflejando una violencia reactiva, al sentirse la persona vulnerada por la pareja (Kandel, 2003; Monzón, 2003).


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). El participante prototípico de este estudio fue un joven de clase media con estudios terminados de media superior. A favor de nuestros datos cabe señalar los coeficientes de consistencia interna altos, salvo atribución externa, el potencial de manejo numérico y la congruencia de la naturaleza de autoinforme de los mismos, cuando medidas de naturaleza distinta (observacionales, proyectivas o fisiológicas) pueden limitar la fuerza de las asociaciones por problemas metodológicos, de confiabilidad y validez cruzada. 


En conclusión, en ambos sexos, el afrontamiento pasivo, violencia en la infancia y machismo determinan menor apoyo de la pareja. La queja de menor apoyo es crítica en el incremento de la violencia recibida, aparte del afrontamiento pasivo (más en las mujeres), la violencia en la infancia y el machismo. La violencia recibida genera una reacción de violencia hacia la pareja, además la atribución externa y el consentimiento con los roles tradicionales de género (más en los hombres), así como una menor escolaridad (más en los hombres) contribuyen a su incremento, y la automodificación influye en su decremento, probablemente por una mayor rigidez o falta de flexibilidad. La violencia en la infancia (destacando la del padre) favorece las actitudes machistas y dificulta la automodificación. Aunque debe señalarse que, al separar a ambos sexos, el efecto de la violencia en la familia de origen sobre la violencia recibida de la pareja corresponde sobre todo a la violencia ejercida por el progenitor del mismo sexo.


Se recomienda prevenir la violencia en la familia de origen, y no solo del padre, sino también de la madre que es más frecuente (INEGI, 2000; Sánchez, Espinosa, Ezcurdia & Torres, 2004) y con efectos también muy negativos (Gaxiola & Frías, 2005); fomentar la estrategia de acomodación para afrontar las dificultades de pareja; mejorar la valoración subjetiva de apoyo de la pareja; e interpretar la violencia ejercida desde dos fuentes: (1) reacción y (2) falta de flexibilidad psíquica, sin ignorar el hecho de que la queja de violencia es mayor en los hombres que en las mujeres, tratándose de una violencia basada en el menosprecio, desvalorización, crítica constante, insultos e incluso golpes, que está fuera del ámbito forense y pertenece al ámbito cotidiano, siendo reflejado por caricaturistas y comediantes. Se sugiere repetir el estudio con un muestreo probabilístico de población abierta o estratificado por clase social en México y otros países de habla hispana.



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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