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 Nada de lo psicológico nos es ajeno
III Congreso Nacional de Psicología - Oviedo 2017
Universidad de Oviedo

 

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ARTÍCULO SELECCIONADO

Psicothema

ISSN EDICIÓN EN PAPEL: 0214-9915

2006. Vol. 18, nº 3, pp. 359-366
Copyright © 2014


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LA VIOLENCIA CONTRA LAS MUJERES EN LA PAREJA: CREENCIAS Y ACTITUDES EN ESTUDIANTES UNIVERSITARIOS/AS

 

Victoria A. Ferrer Pérez, Esperanza Bosch Fiol, M. Carmen Ramis Palmer, Gema Torres Espinosa y Capilla Navarro Guzmán

Universidad de les Illes Balears

Las creencias y actitudes más tolerantes hacia la violencia contra las mujeres en la pareja constituyen uno de los factores de riesgo para su ocurrencia. Entre sus predictores más estudiados se hallan el género, las actitudes de rol de género o el nivel educativo. Se analizan las creencias y actitudes hacia esta forma de violencia en 1.395 estudiantes universitarios/as a quienes se administró el «Inventario de Pensamientos Distorsionados sobre la Mujer y la Violencia» (Echeburúa y Fernández-Montalvo, 1997) y el «Inventario de Deseabilidad Social» de Crowne y Marlowe (Forma C, Reynolds, 1982). Los resultados indican que los chicos y el alumnado sin formación específica sobre el tema muestran creencias y actitudes menos críticas hacia esta forma de violencia. Aunque la deseabilidad social introduce algunas limitaciones, estos resultados sugieren la importancia de incorporar materias sobre esta temática en el currículum del alumnado universitario en general y, especialmente, en el de los/as futuros/as profesionales que trabajarán con estos colectivos.

Domestic violence: Beliefs and attitudes in university students. Beliefs and attitudes positives toward domestic violence are one of the risks factors for his occurrence. Among his most studied predictors are gender, gender role attitudes or educational level. In this paper, domestic violence beliefs and attitudes are analysed in 1395 university students. «Inventory of Thoughts Distorted on the Woman and the Violence» (Echeburúa and Fernández-Montalvo, 1997) and «Inventory of Social Desirability» by Crowne and Marlowe (Form C, Reynolds, 1982) were administrated. Boys and students without specific formation about this subject show more positive beliefs and attitudes toward domestic violence. Though social desirability introduces some limitations, these results suggest the importance of incorporating matters on this subject in the curriculum of university students in general and, especially, in future professional that will work with these groups.

 
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Fecha recepción: 13-6-05 • Fecha aceptación: 30-12-05
Correspondencia: Victoria A. Ferrer Pérez
Facultad de Psicología
Universitat de les Illes Balears
07122 Palma de Mallorca (Spain)
E-mail: victoria.ferrer@uib.es

 

Las creencias y actitudes más tolerantes hacia la violencia contra las mujeres en la pareja constituyen uno de los factores de riesgo socioculturales para la ocurrencia de esta forma de maltrato y como tal están presentes en muchos de los modelos multicausales para explicarlo que se barajan actualmente (Heise, 1998; Heise y García-Moreno, 2003; Sanmartín, Farnós, Capel y Molina, 2000; UNICEF, 2000). Los predictores más importantes de estas creencias y actitudes son el género y las actitudes de rol de género (Berkel, Vandiver y Bahner, 2004; Mullender, 2000).

Así, por una parte, la mayoría de investigaciones sobre el tema señalan el efecto del género. Concretamente, se observa una mayor tendencia de los varones a culpar a las mujeres víctimas por la violencia sufrida y de las mujeres a atribuir la responsabilidad de los acontecimientos al maltratador y a considerar los incidentes violentos como más graves (Locke y Richman, 1999; Harris y Cook, 1994; Nayak, Byrne, Martín y Abraham, 2003; Pierce y Harris, 1993). Igualmente, los varones tienden a aprobar el uso de la violencia contra sus parejas (Markowitz, 2001) y a mostrarse de acuerdo con la existencia de privilegios masculinos (Yoshioka, DiNoia y Ullah, 2001) en mayor medida que las mujeres.

Resultados similares sobre este efecto del género han sido detectados en estudios de opinión como el Eurobarómetro «La opinión de los/as europeos/as sobre la violencia doméstica de la que son víctimas las mujeres» (Comisión Europea, 1999). En España, aunque los barómetros del Centro de Investigaciones Sociológicas incluyen preguntas sobre esta forma de violencia desde 2001, los informes de resultados disponibles no están desagregados por género.

Este efecto ha sido detectado también en población adolescente. Así, por ejemplo, Díaz-Aguado (2003) observó en población adolescente de la comunidad de Madrid que eran muchas más las chicas que rechazaban el uso de la violencia en cualquier circunstancia y muchos más los chicos que lo justificaban, y entre un 10 y un 15% de los chicos entrevistados consideró que la víctima de la violencia es en parte culpable de la situación que sufre.

Por lo que se refiere a las actitudes de rol de género, entendidas como las creencias sobre qué roles son apropiados para hombres y mujeres, se ha observado que las creencias sobre los roles tradiciones, sobre la subordinación de las mujeres a los varones, sobre la restricción de los derechos de las mujeres y en apoyo a la dominación masculina están relacionadas con la tendencia a culpabilizar a la víctima, a legitimar las actitudes y comportamientos de los maltratadores y a sostener mitos sobre la violencia de género (Berkel et al, 2004; Mullender, 2000; Willis, Hallinan y Melby, 1996).

En esta línea, Yanes y González (2000) observaron que los/as estudiantes con creencias más tradicionales sobre el papel social y familiar de las mujeres atribuyeron más responsabilidad a los personajes femeninos en los conflictos de pareja que aquellos/as con una visión menos tradicional sobre los roles. En cambio, no observaron diferencias en cuanto a otros aspectos de estos conflictos como la percepción de frecuencia o gravedad o la responsabilidad masculina en el mismo.

En definitiva, se ha detectado que los varones y las personas con actitudes de rol de género tradicionales tenderían a presentar en mayor medida actitudes positivas hacia la violencia contra las mujeres en la pareja, en comparación con las mujeres y las personas con actitudes de rol de género igualitarias.

Otro factor que ha sido relacionado con las actitudes hacia la violencia contra las mujeres en la pareja es el nivel educativo. Así, por ejemplo, Yoshioka y cols. (2001) observaron que entre el 24 y el 36% de una muestra de personas adultas de cuatro comunidades asiáticas residentes en USA justificaban la violencia en la pareja en ciertas circunstancias, siendo el nivel educativo el único predictor demográfico, de modo que, a mayor nivel educativo, menor nivel de justificación y viceversa.

Aunque este resultado pueda resultar alentador cara a la prevención de este problema, un alto nivel educativo no garantiza la presencia de actitudes desfavorables hacia la violencia contra las mujeres en la pareja.

De hecho, se han detectado actitudes favorables hacia esta forma de violencia en colectivos de profesionales/as cualificados. Así, por ejemplo, algunos trabajos (Sugg, Thompson, Thompson, Maiuro y Rivara, 1999; Tilden, Schmidt, Limandri, Chiodo, Garland y Loveless, 1994) sugieren la presencia de bajos niveles de conocimiento, conciencia y entrenamiento y de altos niveles de percepciones erróneas y actitudes prejuiciosas hacia este maltrato en profesionales de atención primaria y de la dirección de centros hospitalarios. Bessette y Peterson (2002) observaron que en torno al 15-20% de estudiantes de enfermería consideraban el abuso en la pareja como justificado en ciertas circunstancias. Y entre el 25-50% de profesionales de la salud latinoamericanos/as que atendían habitualmente a mujeres que iban a participar en un proyecto sobre violencia de género (Claramunt, 2001) culpabilizaban o responsabilizaban de algún modo a las mujeres por la violencia que padecían.

El objetivo de este trabajo es analizar las creencias y actitudes hacia la violencia contra las mujeres en la pareja en estudiantes universitarios/as, entendiendo que como futuros/as profesionales que, de un modo u otro, podrán desempeñar su trabajo en contacto con esta problemática, resulta relevante conocer éstas para, en su caso, diseñar intervenciones para modificarlas.

De entre las variables que, según la literatura sobre el tema, pueden mediatizar estas creencias y actitudes se estudiarán el género, por una parte, y la formación, por otra. En concreto, se plantean las hipótesis siguientes: se espera que, en términos generales, los/as estudiantes universitarios/as presentarán creencias y actitudes desfavorables hacia los agresores y favorables a las víctimas en los casos de violencia contra las mujeres en la pareja. Asimismo, se espera que esas actitudes estén presentes en mayor medida entre las mujeres y entre quienes hayan recibido una formación específica sobre el tema.

Este estudio se realizó a partir de un diseño seccional descriptivo, esto es, limitado a una sola observación, de un solo grupo, en un solo momento del tiempo.

Método

Participantes

La muestra estaba integrada por 1.395 estudiantes de la Universidad de las Islas Baleares. El 33,7% (n= 470) eran varones y el 64,4% (n= 898) mujeres (el 1,9% restante no lo indicó). La edad media era de 23,03 años (rango: 18-58; d.t.: 4,64).

La muestra fue seleccionada mediante un muestreo no probabilístico por cuotas en base a la variable «estudios que cursa». Tras calcular el tamaño correspondiente a un error muestral de ±4% y un nivel de significación de 95,5%, se estimó el número de personas a entrevistar, distribuido por afijación proporcional de acuerdo con la matrícula en esos estudios. La muestra quedó distribuida como sigue: 253 estudiantes (18,14%) de ciencias (biología, bioquímica, ingenierías, física, matemáticas y química); 133 (9,53%) de humanidades (filosofía, filología española, catalana e inglesa, geografía, historia e historia del arte); 425 (30,47%) de ciencias económicas (administración y dirección de empresas, empresariales, economía, turismo); 104 (7,46%) de derecho; 221 (15,84%) de ciencias del comportamiento y la salud (psicología, enfermería y fisioterapia); 29 (2,08%) de trabajo social; y 230 (16,49%) de ciencias de la educación (pedagogía, psicopedagogía, educación social y las diversas especialidades de magisterio). Algunos de estos estudios no tienen a priori relación con el tema estudiado, pero se consideró relevante incluirlos todos dada la posible existencia de relaciones indirectas (licenciados/as que se dedican a la enseñanza, etc.).

Dado el interés por evaluar la formación específica recibida, se incluyeron preferentemente estudiantes de licenciatura de tercer año o superior y de diplomatura de segundo año o superior. En el 1,6% de los casos el curso más alto del que se hallaban matriculados/as era primero, en el 26,8% segundo, en el 37,1% tercero, en el 21,1% cuarto y en el 12,7% quinto.

Instrumentos

El cuestionario empleado incluía las siguientes secciones:

a) Características sociodemográficas y de estudios: se preguntaba a los/as participantes por su sexo, edad, estudios en curso y número y tipo de asignaturas con contenidos sobre violencia contra las mujeres cursadas.

b) «Inventario de Pensamientos Distorsionados sobre la Mujer y la Violencia (IPDMV, Echeburúa y Fernández-Montalvo, 1997): consta de 29 ítems de respuesta binaria, 13 relativos a pensamientos distorsionados sobre las mujeres y 16 a la consideración de la violencia como forma aceptable de resolver conflictos. Sus autores no informan sobre características psicométricas del instrumento, que emplean en la práctica clínica (Echeburúa y Fernández-Montalvo, 1998). A pesar de ello se decidió emplearlo por dos motivos, por una parte, porque había sido diseñado en nuestro idioma y, por otra, porque, tal y como señalan McHugh y Frieze (1997), en respuesta a la proliferación de escalas para medir un mismo tema los/as investigadores/as deberían familiarizarse con todas las medidas disponibles y considerar cuidadosamente qué es lo que quieren medir y si existe alguna medida ya disponible que sea adecuada para ello antes de decidir construir una nueva escala y esta escala respondía a los objetivos propuestos en este caso Para obtener más información se reconvirtió la escala original a una escala Likert de 4 puntos (desde 1 —completamente en desacuerdo— hasta 4 —completamente de acuerdo).

c) Escala de Deseabilidad Social de Marlowe y Crowne (EDS, Crowne y Marlowe, 1960): algunos trabajos (Ferrando y Chico, 2000) recomiendan no emplear formas reducidas de esta escala, otros muchos son favorables a ello por su menor duración y por sus adecuadas propiedades psicométricas, incluyendo una consistencia interna de entre 0.62-0.89, según estudios (Loo y Torpe, 2000). De las versiones disponibles, se empleó la Forma C (Reynolds, 1982), que consta de 13 ítems de los 33 originales (ítems 3, 6, 10, 12, 13, 15, 16, 19, 21, 26, 28, 30 y 33) para medir el impacto de la deseabilidad social en medidas de autoinforme. Se adoptó el redactado elaborado y validado por Ferrando y Chico (2000).

Procedimiento

Una vez determinado el tamaño de la muestra y la cuota para cada estudio, se contactó con el profesorado correspondiente, acordando una cita para administrar el cuestionario en su horario de clases.

Para realizar el trabajo de campo se contó con la colaboración de alumnado de cursos superiores, que fue adecuadamente entrenado, garantizando así la correcta administración de los cuestionarios. Este alumnado colaborador acudía a las citas preestablecidas y encuestaba de forma colectiva y en horario lectivo a aquellos/as estudiantes que habían asistido a clase aquel día en cada caso. Cuando éstos/as no eran suficientes para cubrir la cuota prevista se procedió a concertar una nueva cita con profesorado de ese mismo estudio hasta completar el total requerido. El tiempo medio dedicado a administrar el cuestionario fue de unos 15-20 minutos en cada grupo.

En todos los casos, los/as estudiantes participantes fueron adecuadamente informados/as del carácter voluntario y anónimo de su participación en el estudio y de los objetivos del mismo y aceptaron voluntariamente participar sin recibir ninguna compensación a cambio.

Los datos recogidos fueron analizados mediante el paquete estadístico SPSS (versión 10 para Macintosh).

Resultados

En primer lugar, y por lo que se refiere a formación específica, el 28% (n= 390) de estudiantes entrevistados/as había cursado alguna asignatura con contenidos sobre violencia contra las mujeres en la pareja, siendo este porcentaje significativamente mayor entre las chicas (35,3% ) que entre los chicos (14%) (χ2(1)= 69.163, p= .000, coeficiente de contingencia: .219).

De entre quienes habían cursado asignaturas con estos contenidos, el 62,6% eran materias troncales, el 44,4% optativas, el 13,6% de libre configuración y el 1,8% de «practicum». Dado que el 22,3% de este alumnado (n= 87) había cursado más de una materia de este tipo, los porcentajes suman más de 100.

Al tratarse de contenidos fijados a priori para cada estudio, no había diferencias estadísticamente significativas entre chicos y chicas para las asignaturas troncales (χ2(1)= 1.733, p= .188) o de practicum (χ2(1)= 1.539, p= .215).

Sí había, en cambio, diferencias estadísticamente significativas en asignaturas optativas (χ2(1)= 10.151, p= .001, coeficiente de contingencia: .162) y de libre configuración (χ2(1)= 4.183, p= .041, coeficiente de contingencia: .105), siendo el porcentaje de chicas que había cursado estas asignaturas significativamente superior (50,3% y 15,7%, respectivamente) al de chicos (28,8% y 6,1%, respectivamente).

En términos generales, el mayor volumen de asignaturas con contenidos relativos a violencia contra las mujeres en la pareja correspondían a los estudios de Pedagogía y Psicopedagogía, Derecho, Trabajo social, Psicología y Enfermería. En los cuatro primeros casos se trataba de materias troncales, mientras en los otros dos eran materias optativas y/o de libre configuración.

En segundo lugar se analizaron las propiedades psicométricas del IPDMV. El coeficiente alpha de Cronbach obtenido inicialmente fue de .8076. Las correlaciones entre las puntuaciones obtenidas en cada ítem y la puntuación total en la escala fueron superiores a .30, excepto para los ítems 8 (.2636), 19 (.0889), 27 (-.0799), 28 (-.0549) y 29 (.2503). De acuerdo con las recomendaciones al uso (Morales, Urosa y Blanco, 2003), se eliminaron dichos ítems, quedando así la escala reducida a 24 ítems con un coeficiente alpha de Cronbach de .8454.

Una vez realizado el análisis de ítems y dado que algunas características de la escala habían sido modificadas con respecto a la original y que sus autores no informaban de ninguna estructura factorial que requiriera ser comparada, se optó por realizar un análisis factorial exploratorio (AFE).

El AFE proporciona criterios para establecer la estructura factorial de una escala y su validez viene condicionada por obtener valores significativos del índice de «adecuación muestral» de Kaiser-Meyer-Olkin y del test de esfericidad de Bartlett. En este caso, ambos valores fueron favorables (KMO= .925; Bartlett, p= .000), por lo que era plausible y factible la aplicación del AFE. Dado que se esperaba que los factores resultantes no estuvieran relacionados, se realizó un análisis factorial de componentes principales con rotación Varimax.

En un análisis de este tipo el número de factores más adecuado viene condicionado por los autovalores, teniendo en cuenta el principio de parsimonia y explicar la mayor proporción de varianza posible. Normalmente, el punto de inflexión de la gráfica autovalor/valor indica el número de factores idóneo. En este caso se obtuvieron 5 autovalores mayores que la unidad que daban lugar a una solución factorial de 5 factores que explicaban el 50,71% del total de la varianza.

Una vez revisados los contenidos de éstas y otras posibles soluciones factoriales, se optó por la solución de 4 factores que, en conjunto, explican el 46,46% de la varianza total (27,93% el factor 1, 8,17% el factor 2, 5,48% el factor 3 y 4,88% el factor 4), y que ofrecían una estructura conceptualmente más clara (Morales et al, 2003).

Como puede observarse (tabla 1), todos los ítems obtuvieron pesos factoriales superiores a .40 en el factor al que fueron asignados, para lo cual se tomó como criterio asignar el ítem al factor donde su peso fuera mayor. En todos los casos (excepto en el ítem 13) se cumple la condición de que si el ítem satura en más de un factor la diferencia entre sus pesos factoriales es superior a .10.

De acuerdo con estos criterios, el factor 1 consta de 7 ítems que evalúan la aceptación del estereotipo tradicional y la misoginia (creencia en la inferioridad de la mujer frente al varón); el factor 2 consta de 8 ítems que miden la culpabilización de las mujeres víctimas del maltrato; el factor 3 consta de 5 ítems que evalúan la aceptación de la violencia como estrategia adecuada para la solución de problemas; y el factor 4 consta de 4 ítems relativos a la minimización de la violencia contra las mujeres como problema y desculpabilización del maltratador. En todos los casos, puntuaciones más elevadas indican mayor presencia de ese tipo de creencias, es decir, indican mayores niveles de sexismo y creencias erróneas sobre la violencia.

Cabe remarcar que mientras los 7 ítems del factor 1 se agrupaban en la formulación original del cuestionario como relativos a pensamientos distorsionados sobre las mujeres y los 5 ítems del factor 3 como relativos a la violencia como forma aceptable de resolver conflictos; en los factores 2 y 4 se combinan ítems de ambas partes con la característica común de que se refieren explícitamente a la relación de pareja. Por otra parte, los cuatro factores obtenidos conectarían perfectamente con la propuesta teórica de Echeburúa y Fernández-Montalvo (1998) sobre el papel de los estereotipos sexuales machistas y de legitimación de la violencia en la génesis de la violencia contra las mujeres en la pareja.

Finalmente, se realizó un análisis descriptivo de la fiabilidad por separado para cada uno de los cuatro factores de la escala IPDMV obtenidos. El coeficiente alpha de Cronbach fue sensiblemente superior para el factor 1 (α= .8808) que para los otros tres (α= .6639, α= .7029 y α= .5213 para los factores 1, 2 y 3, respectivamente). Dado que según criterios al uso (Morales et al, 2003), cuando una escala ha de emplearse para la investigación resulta aceptable un coeficiente de fiabilidad entre .50 y .60, puede concluirse que, tanto la escala IPDMV como los 4 factores obtenidos, muestran una adecuada fiabilidad para este uso.

A continuación se llevaron a cabo diferentes comparaciones de medias para determinar la posible existencia de diferencias en función del género o de la formación específica recibida.

Las puntuaciones obtenidas en el IPDMV y en los 4 factores resultantes no siguen una distribución normal (p= .000 en la prueba de Kolmogorov-Smirnov en todos los casos), pero, dado el tamaño muestral y las características de las puntuaciones obtenidas, se consideró aceptable el uso de estadísticos paramétricos (Pardo y Sanmartín, 1998). Dependiendo de si se cumplía o no el supuesto de homocedasticidad, se tomaron en consideración los estadísticos, grados de libertad y niveles de significación asumiendo que las varianzas eran o no iguales, según el caso. Cuando se determinó la existencia de diferencias estadísticamente significativas se calculó el tamaño del efecto, de acuerdo con los procedimientos y consideraciones apropiadas al caso (Cohen, 1988; Hedges y Olkin, 1984).

Tanto para el IPDMV como para los 4 factores obtenidos, los chicos y el alumnado que no había recibido formación específica obtuvieron puntuaciones significativamente más elevadas o, lo que es lo mismo, mostraron niveles significativamente más elevados de creencias y actitudes sexistas y creencias erróneas sobre la violencia en general y sobre esta forma de violencia en particular (tablas 2 y 3) en comparación con las chicas y con el alumnado que sí había recibido formación específica.

De acuerdo con la valoración de Cohen (1988), el tamaño del efecto sería medio-alto para la escala IPDMV y para los factores 1, 2 y 3 en la comparación por género y medio-bajo para IPDMV y para todos los factores en la comparación por formación.

Al estudiar el efecto combinado de género y formación se observó que entre los chicos (tabla 4) el haber o no cursado una asignatura específica no establecía diferencias significativas. En cambio, las chicas que habían cursado alguna asignatura sobre el tema obtenían puntuaciones significativamente más bajas que las que no lo habían hecho para IPDMV y para los 4 factores, siendo el tamaño del efecto medio-bajo para los factores 1 y 3 (tabla 5).

Finalmente, se calculó la correlación entre la puntuación en deseabilidad social y la puntuación en creencias (tabla 6). Para el conjunto de la muestra y para los chicos las puntuaciones del IPDMV y de los factores 1, 2 y 3 están negativa y significativamente relacionadas con la deseabilidad social. Por su parte, las estudiantes contestan aquello que es socialmente más deseable en el IPDMV y en el factor 3; y las personas que han cursado alguna asignatura con contenidos sobre violencia contra las mujeres en la pareja lo hacen para el factor 1 y el factor 3.

En cambio, la deseabilidad social no influye sobre las respuestas al factor 4 para ninguno de los colectivos estudiados ni para las chicas con formación específica.

Discusión y conclusiones

Los resultados obtenidos indican, en primer lugar, que menos de 1/3 parte del alumnado de nuestra universidad ha cursado asignaturas con contenidos sobre violencia contra las mujeres en la pareja, aunque las diferencias por género son muy importantes ya que esa proporción desciende a menos del 15% el caso de los chicos y aumenta hasta el 35% en el caso de las chicas. Como era de esperar, las diferencias no se dan en aquellas materias de carácter obligatorio, sino en las elegidas voluntariamente por el alumnado.

En segundo lugar, estos resultados sugieren que el género y haber recibido alguna formación específica sobre el tema condicionan las creencias y actitudes del alumnado hacia la violencia contra las mujeres en la pareja, de modo que los chicos y quienes no han recibido dicha formación muestran actitudes más favorables hacia esta forma de violencia, mayores niveles de aceptación del estereotipo tradicional y de la misoginia, de culpabilización de las mujeres víctimas de maltrato, de aceptación de la violencia como forma adecuada para solucionar conflictos y de minimización de esta violencia como problema y desculpabilización del maltratador. En este sentido, se corroboran las hipótesis formuladas sobre los efectos del género y la formación específica sobre las actitudes hacia la violencia contra las mujeres en la pareja, descritos en la literatura sobre el tema.

Sin embargo, al analizar conjuntamente ambas variables, género y formación específica, se observa que mientras hay diferencias significativas entre las chicas que han recibido dicha formación y aquellas que no lo han hecho, no hay diferencias entre los chicos según hayan cursado o no asignaturas sobre el tema.

Es decir, estos resultados sugieren que la formación específica, tal y como se ha proporcionado, incrementaría el efecto del género, de modo que las chicas que la reciben se sensibilizan aún más ante el problema. En cambio, en el caso de los chicos, aunque aquellos que han cursado asignaturas sobre esta forma de violencia obtienen puntuaciones más bajas en todas las creencias estudiadas que los que no lo han hecho, la diferencia no es suficientemente importante como para ser significativa.

Cabe, por tanto, concluir que introducir materias específicas sobre igualdad y sobre violencia contra las mujeres en los planes de estudios de los/as estudiantes universitarios, como sugiere en la Ley Orgánica de Medidas de Protección Integral contra la Violencia de Género (LO 1/2004 de 28 de diciembre), podría ser una medida preventiva adecuada para revisar y corregir posibles mitos y creencias erróneas de los/as futuros/as profesionales que puedan interferir sobre su desempeño profesional. Sin embargo, es necesario seguir profundizando en esa implementación, sobre todo para llegar más y mejor a nuestros alumnos varones.

Igualmente, cabe seguir profundizando en análisis de este tipo ya que datos como los presentados no permiten descartar que las diferencias obtenidas no sean debidas tanto a la formación recibida como a las diferencias previas entre las personas que eligieron unos u otros estudios.

Para finalizar, es necesario remarcar que, dada la importancia de este grave problema social (Fontanil, Ezama, Fernández, Gil, Herrero y Paz, 2005) y el estigma negativo asociado cada día con más fuerza a la violencia contra las mujeres, es posible que las personas modifiquen sus respuestas para emitir otras socialmente más convenientes o mejor valoradas (Sugarman y Hotaling, 1997). Por ello, se consideró imprescindible incluir una medida de deseabilidad social. Los resultados obtenidos en este sentido sugieren la necesidad de interpretar prudentemente los resultados obtenidos ya que, efectivamente, están mediatizados por dicha deseabilidad. Sin embargo, también en este caso se observa un efecto del género y de la formación, ya que entre las chicas que han recibido formación específica es donde los efectos de la deseabilidad social se dejan sentir en menor medida.

Agradecimientos

Este trabajo se realizó en el marco de un proyecto de investigación financiado por la Universitat de les Illes Balears (UIB2003/10).


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    Tabla 1. IPDMV. Matriz de componentes rotados.
                            
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    Tabla 2. Comparación de medias en el IPDMV en función del género.
                            
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    Tabla 3. Comparación de medias en el IPDMV en función de tener o no formación específica.
                            
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    Tabla 4. Comparación de medias en el IPDMV en función de tener o no formación.
                            
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    Tabla 5. Comparación de medias en el IPDMV en función de tener o no formación específica sobre el tema.
                            
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    Tabla 6. Correlaciones entre deseabilidad social e IPDMV.