ARTÍCULOS ORIGINALES

 

Construcción de una escala de actitud hacia la violencia
escolar en adolescentes del Callao, Perú.

 

Construction of an attitude scale towards school
violence in adolescents in Callao, Perú.

 

 

Cesar Bonilla Asalde¹, Fernando Joel Rosario Quiroz², Oriana Rivera³,
Heinner Muñoz⁴, Isabel Cristina Rivera^5
1Doctor en salud pública. Investigador reconocido por el RENACYT (Perú). Docente investigador de la
Escuela de Postgrado Universidad Norbert Wiener, Lima-Perú Cesar.bonilla@uwiener.edu.pe
²Psicólogo educacional, Candidato a Doctor Universidad Peruana Cayetano Here-dia.
Escuela de Psicología Universidad César Vallejo, Lima-Perú rquirozf@ucv.edu.pe
³Doctora en Salud Pública y Gestión Pública. Investigadora reconocida por el RENACYT (Perú). Directora de investigación de la
Universidad Privada Norbert Wiener, Lima-Perú Oriana.rivera@uwiener.edu.pe
⁴Licenciado en Psicología. Escuela de Psicología
Universidad César Vallejo, Lima-Perú heinermq@gmail.com
⁵Doctora en Educación con mención en Mediación Pedagógica. Docente de la Universidad
Del Cauca, Popayán-Colombia irrivera@unicauca.edu.pe
Artículo Recibido: 22-12-2019 Artículo Aceptado: 06-02-2020

 

 

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Resumen

El objetivo de este estudio psicométrico instrumental fue construir una escala para medir las actitudes hacia la violencia escolar en adolescentes de educación secundaria en el distrito de Ventanilla, Callao, Perú. La muestra fue intencional y estuvo conformada por 1001 estudiantes de ler a 5to año. Los resultados reflejan evidencias de validez y confiabilidad. Los 51 ítems previos presentaron validez de contenido (coeficiente de V de Aiken .87). En el análisis factorial exploratorio (AFE) y en el análisis factorial confirmatorio (AFC) se optó por considerar dos modelos factoriales: AVE-E3 y AVE-E4. Se pudo concluir que los modelos obtenidos tienen validez y confiabilidad adecuada.

Palabras clave: Actitud, violencia escolar, adolescencia, validez, fiabilidad.

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Abstract

The objective of this instrumental psychometric study was to build a scale to measure attitudes towards school violence in secondary school adolescents in the Ventanilla district, Callao, Perú. The sample was intentional and was made up of 1001 students from lst to 5th year. The results reflect evidence of validity and reliability. The previous 51 Ítems presented content validity (Aiken's V coefficient .87). In the exploratory factor analysis (AFE) and in the confirmatory factor analysis (AFC) it was decided to consider two factor models: AVE-E3 and AVE-E4. It could be concluded that the models obtained have validity and adequate reliability.

Keywords: Attitude, school violence, adolescence, validity, reliability.

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Introducción

Como toda manifestación violenta, la violencia escolar es una problemática que está presenta en diversos contextos. El Fondo de las Naciones Unidas para la infancia (UNICEF) (2017), informó que 1 de 3 estudiantes de 13 a 15 años de edad sufrió acoso escolar, y 3 de 10 de ellos, son acosadores. En el Perú, el Instituto Nacional de Estadística e Informática (INEI) (2016), reportó que el 73.8% de adolescentes entre 12 y 17 años de edad ha sido víctima de violencia escolar.

El Sistema Especializado en Reporte de Casos sobre Violencia Escolar (SíseVe) a nivel nacional, registra que las instituciones públicas tienen mayor incidencia de violencia escolar (83%) que las instituciones privadas (17%); se registran más casos a nivel secundario (54%) y el 53% se da entre pares, (MINEDU, 2019). Además, Ugarte (2016), encontró que el 34% de escolares entre los 10 a 19 años de edad reconoce que la violencia escolar se genera por distinción racial (29.2%), inclinación sexual (20.9%), o indiferencia con comentarios como "no me interesa", "es normal", "lo merece", "me divierte", en cuanto a los testigos se refiere, miran y/o participan (15.7%), intentan defender (30.6%), no intervienen por miedo (39.9%) y avisan al profesorado (44.4%). En el Callao, Bravo (2016), encontró que el 29.5% presenta un alto nivel de acoso escolar, lo cual produce un nivel bajo de bienestar psicológico.

Indicadores como los expresados, evidencian la necesidad de evaluar las actitudes y roles del estudiantado (agresores, víctimas y testigos). Las actitudes tienen un carácter multidimensional; supone evaluar simultáneamente un objeto mediante el afecto (sentimientos, pensamientos favorables o desfavorables), la cognición (percepciones, creencias, ideas y opiniones), y a las disposiciones conductuales congruentes con el componente afectivo y cognitivo (Muía & Navas, 2011). Así pues, "la actitud es una predisposición aprendida, y estable, aunque puede cambiar, al reaccionar de una manera valorativa favorable o desfavorable, ante un objeto" (Morales, 2006, p. 24.). Se construye con base en la información conductual, afectiva y cognitiva sobre el objeto y se exterioriza cada vez que se piense o interactúe con en el objeto actitudinal (Barra, 1998).

Existen varias teorías que explican la formación de las actitudes. La teoría del aprendizaje social la soporta en la información obtenida por medio de la interacción social y la observación. Considerando los enfoques del condicionamiento clásico, condicionamiento instrumental donde los refuerzos positivos fortalecen la conducta; el aprendizaje observacional, por medio de la figura modelo (padres), posibilita al individuo modelar sus pensamientos y comportamientos; la comparación social, en cuanto a creencias, forja actitudes adecuadas en la medida de aceptación social obtenida y pueden ser cambiadas a fin de lograr aceptación en un grupo (Barón y Byrne, 2005). En efecto, mediante el aprendizaje social las personas reciben nuevos conocimientos, desarrollan ideas, sentimientos y creencias.

Por otro lado, las teoría de la consistencia y el equilibrio (Heider, 1946) (Morissete, 1958) indican que las creencias de las actitudes están ordenadas por lo tanto las personas intenta mantener la consistencia; por otro lado la disonancia cognitiva afirma que las personas tienen la necesidad de asegurarse que sus creencias, actitudes y su conducta son coherentes entre sí (Festinger, 1957) a nivel general ambas propuestas intentaron explicar la permanencia de las actitudes en la memoria (consistencia cognitiva) y las tensiones cuando entran en conflicto, pudiendo establecer otra valoración actitudinal al objeto (disonancia cognitiva) (Martín, 1982), (Festinger, Riecken y Schachter, 2019). Décadas mas tarde en un intento por analizar la actitud como guía del comportamiento, Fazio y Zanna proponen el modelo MODE, acrónimo para la motivación y la oportunidad (Schuette y Fazio, 1995); esta modelo explica que la persona puede actuar deliberadamente al analizar y reflexionar sobre la situación y su conducta a seguir, o actuar espontáneamente al no analizar, hacer una reflexión consciente de los sentimientos hacia el objeto de actitud (Fazio, 1990).

En cuanto a la violencia, algunas conductas son aprendidas y otras son resultantes de la interacción del individuo con el medio que lo rodea (Viniegra, 2007) (Bronfenbrenner, 1987), en la teoría ecológica del desarrollo, plantea que el ser humano se acomoda a los entornos cambiantes como el microsistema (hogar, guardería); el mesosistema (escuela, trabajo); el exosistema (incluye dos o más entornos) y el macrosistema (la subcultura y la cultura). Son los cambios en el macrosistema que conllevan a cambios en cascada en los otros entornos. Se deduce que en el entorno denominado mesosistema, el estudiantado puede estar expuestos a factores de riesgo desencadenantes de violencia escolar.

La violencia escolar se caracteriza por la intimidación y el maltrato constante entre escolares, generalmente lejos de los adultos, con la intención de ofender y doblegar a una víctima mediante agresiones verbales, físicas y/o sociales intencionadas (Avilés, 2006), incluye el bullying definido por la intención de dañar a una persona, reiteradamente en un periodo de tiempo prolongado (Di Napoli, 2018). Según Cuevas y Marmolejo (2016), el acoso escolar guarda una estrecha relación con el desarrollo moral (teoría del desarrollo moral), porque los escolares reconocen que es incorrecto ejercer violencia, pero la permiten y en casos particulares, la incentivan.

Algunas investigaciones evidencian que los episodios de violencia escolar más frecuentes se dan en los tres primeros grados escolares (Chirinos, 2017); el acoso escolar físico prevalece en los escolares de 11 a 14 años, más en hombres, y a partir de los 15 años de edad son mas vulnerables a la violencia escolar psicológica (Andrés et al. 2015). Por otro lado, Gómez, Sánchez, Molina y Bazaco (2017), refieren que existe una tendencia a la disminución de la violencia sufrida con el aumento de la edad en adolescentes (12 a 17 años) ya que la víctima desarrolla la capacidad de reconocer y defenderse de agresiones en la escuela.

La violencia escolar es considerada esporádica, específica u ocasional y es posible analizar en diversas perspectivas, víctimas, agresores y testigos, (Ayala, 2015). Serrano e Iborra (2005) resaltan cuatro modalidades de violencia escolar dependiendo de las opiniones y acciones de los testigos, víctimas y agresores que hacen referencia a opiniones, ideas, pensamientos, creencias, prejuicios, sentimientos, emociones, actitudes expresados en comportamientos para explicar la actitud hacia la violencia escolar.

Es por ello necesario contar con instrumentos válidos y confiables, ajustados al contexto, que midan la actitud frente a la violencia escolar. La literatura da cuenta de algunos instrumentos actuales para medir la actitud hacia violencia escolar. Da Silva Lima, et al. (2017), en Brasil, desarrollaron la escala de actitudes hacia potenciales víctimas de bullying (EAAPB, siglas en portugués). El instrumento diseñado con 25 ítems con 6 opciones de respuestas tipo Likert, obtuvo una concordancia inferior a 80% de validez de contenido mediante la consulta a 5 jueces expertos. Craven, (2014) en Estados Unidos, desarrolló también una evaluación psicométrica de la escala de actitudes de los estudiantes hacia el bullying. La escala estaba conformada por 24 ítems, se eliminaron 4 ítems por el contenido y obtuvo una confiabilidad de .80.

Considerando que la violencia escolar afecta al bienestar psicológico tanto de víctimas como testigos y agresores, es importante conocer el origen de su comportamiento; medir y analizar la actitud ayuda a plantear programas de promoción, prevención e intervención psicológica. Por tal razón, la investigación está soportada en modelos teóricos psicométricas como la teoría clásica de los test (TCT) y en un proceso metodológico para determinar la validez y confiabilidad del instrumento (González, Carvajal & Viveros, 2016) con el fin de construir la escala de actitudes hacia la violencia escolar (AVE-E) en adolescentes de secundaria.

 

Metodología

Este trabajo sigue el procedimiento de un estudio de investigación instrumental pues abarca es el análisis psicométrico de instrumentos psicológicos nuevos, o la traducción y adaptación de instrumentos ya existentes. (Ato, López y Benavente, 2013). Para Montero y León (2002) un estudio instrumental está relacionado a la construcción de pruebas psicológicas o a la adaptación de las mismas.

Tal como lo indica APA (2010) y The Standards for Educational and Psychological Testing (AERA, APA, & NCME, 2014) un instrumento debe tener calidad métrica referido a la validez, confiabilidad, errores de medición normas de interpretación debido a la implicancia en el uso, aplicación y consecuencias tanto en el uso profesional y para investigaciones; para este trabajo de las cinco evidencias de validez recomendadas se tomó la información de la evidencia basada en el contenido, proceso de respuesta y en la estructura interna del test. Se trabajó con estas evidencias de validez pues se busca la convergencia de diversos tipos para tener una mayor certeza de los que se pretende medir.

 

Participantes

La escala AVE-E se aplicó a 1001 estudiantes de educación secundaria de ventanilla, Callao; 458 varones y 543 mujeres. El rango de edad 11-18 años, M= 13.99 años, DE=1.48O, seleccionados mediante el procedimiento de muestreo no probabilístico de tipo intencional. Posteriormente se dividió la muestra por grado escolar: 1^o (247), 2^o (193), 3^o (221), 4^o(155), 5^o(185), para el análisis de constructo, atendiendo a Arafat, Chowdhury, Qusar y Hafez (2016) quienes recomiendan utilizar una muestra superior a 100 sujetos para hacer un análisis factorial en trabajos de índole psicométrico.

 

Instrumento

Se usó la Escala de Actitudes hacia la Violencia Escolar [AVE-E], conformado por 41 ítems con 4 opciones de respuestas tipo escala Likert (muy de acuerdo, de acuerdo, en desacuerdo y muy en desacuerdo) referidos a evaluar la actitud de los estudiantes de primer a quinto año de secundaria. La escala se sometió a validez de contenido, consultando 10 jueces expertos; los ítems obtuvieron índices de validez de V de AIKEN ≥0.87. La confiabilidad general de la escala estimados mediante el coeficiente de Alfa de Cronbach (.874) y el coeficiente de Omega de McDonald (.879) y la fiabilidad de las dimensiones actitud espontánea ante la violencia (.630), percepción del comportamiento violento (.779), respuesta actitudinal a la violencia (.764) y percepción ante la restricción situacional (.503).

En el análisis final, se adoptó y creó dos modelos de escalas para medir la actitud hacia la violencia escolar. La estructura dimensional se detalla en la tabla 1.

Los componentes o factores de la escala son definidos de la siguiente manera:

Respuesta actitudinal negativa ante la violencia: describe la conducta del espectador quien tiene escasa predisposición a brindar ayuda, tiene agrado por los actos violentos y la aprueban, piensan que la víctima lo merece. Las víctimas no piden ayuda o solo a amigos, piensan que lo mejor es responder de la misma manera en que les violentan, es normal y hay que aceptar las agresiones verbales de amigos.

Respuesta actitudinal positiva ante la violencia: describe la predisposición de los espectadores a intervenir positivamente en violencia escolar, piden ayuda a adultos (profesor, auxiliares, madres y padres), hablan con la víctima, incluso con el agresor.

Respuesta emocionalnegativa ante la violencia: alude a la postura de espectador hacia la violencia escolar, es decir, algunos no evidencian emociones o reacciones (no les interesa), son indiferentes, falta empatia; otros lo toman como divertido y es parte de la interacción entre compañeros.

Percepción del comportamiento violento: la víctima piensa que son situaciones normales, es parte de la convivencia entre amigos actuar de forma violenta ante situaciones que les molesta (aceptan bromas, golpes, empujones, etc.); no esperan arrepentimiento de los agresores; mientras que el agresor piensa que la violencia es un medio para defenderse o para aumentar la autoestima, solucionar problemas, reaccionar a provocaciones.

Comparación social: son las creencias, actitudes compartidas por la mayoría de los estudiantes a fin de ser aceptados en el grupo. Este componente alude a la postura de la víctima, agresor y testigo frente a actos violentos relacionados con los roles de género, violencia hacia las mujeres y hombres en las escuelas, violencia grupal, ocultamiento de acoso, agresiones, humillaciones, ya sea por aceptación en el grupo o miedo a ser víctima de violencia en la escuela o fuera de esta.

Actitud espontánea ante la violencia: son acciones positivas inmediatas del espectador de la violencia, con base en aspectos valorativos que conducen a intervenir dependiendo de si la víctima es su amigo. La conducta violenta le genera aflicción, desagrado, no lo ve correcto y quiere evitar consecuencias mayores.

 

Procedimientos

Fue hecha una prueba piloto para realizar un análisis descriptivo de los ítems. Previamente fueron redactados un total de 55 ítems y sometidos a la validez de contenido. 10 jueces expertos valoraron la pertinencia, relevancia y claridad del ítem. Posteriormente, se solicitó autorización a dos instituciones educativas públicas para llevar a cabo la aplicación del instrumento (prueba piloto) a estudiantes de ler a 5to año de secundaria. La prueba se aplicó a 142 estudiantes entre 12 y 19 años (47.2% varones y el 52.8% mujeres); Firmaron el consentimiento informado y fue aceptada la no participación de algunos estudiantes. Al realizar un análisis de datos, se tuvo como referencia el índice de homogeneidad para considerar los ítems adecuados que puedan ser aplicados en la muestra final (segunda fase), así pues, se eliminaron un total de 14 de 55 de con una correlación <0.21.

En la segunda fase, y previa autorización de las instituciones educativas públicas, fue aplicada la escala AVE-E a 1001 estudiantes de primer a quinto grado de secundaria. La muestra fue obtenida con un muestreo no probabilístico intencional. Durante el proceso se informó adecuadamente al estudiantado sobre los objetivos de la investigación y firmaron el consentimiento informado para la participación voluntaria. Finalmente, se analizaron los datos y presentaron los resultados.

 

Análisis de datos

Para el procesamiento de datos y los análisis estadísticos se utilizaron los programas Microsoft Excel 2016; Statistical Package for the Social Sciences (IBM^o SPSS 25); Amos 25, Jamovi 0.9.2.8. Para determinar la validez de contenido de la escala se utilizó el estadístico de validez de V de Aiken (Merino, 2018; Escurra, 1988), el coeficiente de Alfa de Cronbach () y coeficiente Omega () con valores ≥ 0.70 (Ventura & Caycho, 2017; Heale & Twycross, 2015; Celina & Campo, 2005); en el análisis descriptivo de los ítems de valoraron la correlación (ítem-dimensión) ≥ 0.20 (Mahjabeen et all. 2017).

En el análisis factorial exploratorio (AFE), se obtuvo la prueba de Kaiser Meyer Olkin (KMO) considerando valores ≥ 0.7; a la vez analizar la prueba de esfericidad de Bartlett con una significancia ≤0.05 (Pérez & Medrano, 2010) para determinar si es factible realizar dicho análisis. Se utilizó el método de extracción cuadrados mínimos no ponderados (López & Fachelli, 2015; Costello & Osborne, 2005), el método de rotación Varimax (Lacave et al. 2016); aceptando un 50% de varianza explicada previa consideración de criterios de aceptación de factores como: la saturación de cargas factoriales fueron superiores a 0.30 ((Méndez & Rondón, 2012), cada ítem no debe saturar a más de un factor y cada factor rotado sature por lo menos 3 ítems (Lloret, Ferreres, Hernández & Tomas, 2014). Luego, se procedió a confirmar la estructura factorial a través del análisis factorial confirmatorio (AFC), mediante los índices de bondad de ajuste absoluto como: X2/gl ≤ 2; GFI ≥.91; RMSEA≥ .5, índices de ajuste comparativo CFI≥ .90; TLI≥ .90 (Escobedo, Hernández, Estebané, & Martínez, 2016; Assis, Almeida & Núñez, 2017).

Finalmente, se desarrolló los baremos para interpretar la puntuación obtenida por el sujeto (Abad et al. 2006). Se utilizó a la prueba de normalidad de Kolmogorov-Smirnov con una significación < 0.05 (Guisande, Vaamonde y Barreiro,2013) para definir la distribución normal en la muestra y utilizar pruebas no paramétricas o no paramétricas; los valores de significancia obtenidos en estas pruebas (sig. < 0.05), dan muestra de la existencia o no de diferencias significativas entre varones y mujeres (Guillen, 2015), y optar por hacer un baremos general o por sexo.

 

Resultados

Validez de contenido

La escala de actitud hacia la violencia escolar AVE-E, los 55 ítems redactados inicialmente se sometieron a validez de contenido mediante el juicio de expertos (10 jueces), se utilizó el coeficiente de V de Aiken para estimar el grado de concordancia, se obtuvieron valores de ≥ 0.87 > 0.80 aceptable (Escurra, 1988).

 

Análisis descriptivo de los ítems

A través del análisis descriptivo de los ítems se pudo considerar aquellos reactivos con índices de homogeneidad mayores que 0.21 (Mahjabeen et al. 2017), asegurando de esa manera que el ítem aporta a la consistencia interna de dimensión (inicialmente propuestas); bajo esta misma premisa en el primer análisis (con 55 ítems) se eliminaron 14 ítems que tenían una correlación ítem-dimensión <0.21, quedando 41 reactivos para el análisis final presentados en la Tabla 2, donde se muestran 6 ítems (5, 9, 25, 31, 34, 51) con un índice de homogeneidad menor a 0.21 por lo que solo se consideró para el análisis factorial exploratorio 35 ítems.

 

Análisis factorial exploratorio (AFE)

En este análisis se pudo obtener nuevos modelos factoriales adecuados de la escala de actitud hacia la violencia escolar, valorando las varianzas superiores a 50% (Pérez & Medrano, 2010). El análisis exploratorio permitió evidenciar las medidas de KMO y de esfericidad de Bartlett por cada año o grado escolar, al comparar ambos análisis, se aprecia que los valores de la prueba KMO variaron de .829 a .825; asimismo, los valores de Sig. de la prueba de esfericidad de Bartlett son de 0.00, indicando que es factible hacer un análisis factorial exploratorio. Además, se muestran la reducción del número de factores y a la vez su varianza, así, en el AFE¹ realizado a la muestra perteneciente al tercer año, se obtuvo 11 factores que explicaban el 60.423% de la varianza con 35 ítems, luego, al no considerar factores con menos de 3 ítems, e ítems con cargas factoriales menores a .30, se obtuvieron 5 factores con un total de 20 ítems que explica una varianza de 51.365%. Resultados similares se dan en la muestra de cuarto año de secundaria. Cabe mencionar que en el segundo AFE² para la muestra del primer año no se logró una varianza total recomendada (50%).

 

Análisis factorial confirmatorio (AFC)

Este análisis buscó confirmar si los modelos factoriales obtenidos en el AFE son adecuados. La tabla 3 da cuenta de los índices de ajuste de bondad absoluto y de ajuste incremental o comparativo. En este análisis los valores son aceptables (Escobedo, et al. 2016) y confirman los modelos factoriales en la muestra de primer, segundo y tercer año de educación secundaria.

No obstante, como se vio reflejado anteriormente (Tabla 3), la varianza obtenida en la estructura factorial de estudiantes de primer año fue 47% menor a la recomendada. Por ello se consideró adoptar los modelos factoriales de tercer y cuarto año, conformándose dos modelos de escalas AVE-E4 y AVE-E3. Las tablas 4 y 5 presentan la matriz factorial de estos modelos.

 

Confiabilidad

La fiabilidad del instrumento se obtuvo mediante los índices alfa de Cronbach () y el coeficiente Omega de McDonald (). En la tabla 6 los resultados reflejan la consistencia interna de las dimensiones y la escala total tanto para la escala AVE-E3 y AVE-E4. La confiabilidad de las dimensiones supera el 50% y la confiabilidad total superó el 82%.

Por medio de la prueba de normalidad Kolmogorov- Smimov, se obtienen estadísticos sig. menores a 0.05 en las dimensiones de los dos modelos factoriales, lo que indica que los datos no se ajustan a una distribución normal por lo que se utilizó la prueba no paramétrica U de Mann-Whitney; sin embargo, en la escala general (AVE-E3), la sig. es mayor a 0.05 indicando distribución normal en la muestra total y por tanto es factible utilizar pruebas paramétricas como la prueba t de Student, todo ello para determinar si hay diferencias de medias entre varones y mujeres y hacer baremos por sexo (Tabla 7 y 8).

La prueba U de Mann-Whitney mostró que en el caso del AVE-E3 existen diferencias significativas (p<0.05) en todas sus dimensiones y en la escala general, respecto a la versión AVE-E4 solo se observan diferencias significativas (p<0.05) en las dimensiones "Respuesta actitudinal negativa ante la violencia" y "Percepción del comportamiento violento" así como en la escala general de esta versión. Motivo por el cual se sugiere elaborar baremos según esos criterios.

 

Discusión y Conclusión

El propósito de esta investigación ha sido construir una escala que mida la actitud hacia la violencia escolar, entendida como las disposiciones conductuales de corte afectivo y conductual hacia un objeto actitudinal, en este caso la violencia escolar comprendida como la intimidación, maltrato, humillación y sometimiento intencional constante entre escolares (Muía y Navas, 2011; Serrano e Iborra, 2005). Las dimensiones propuestas para medir y comprender las actitudes de los estudiantes hacia la violencia escolar, están sujetas a la interacción de quienes están involucrados en esta problemática, es decir de los espectadores o testigos, los agresores y las víctimas de violencia escolar; partiendo de sus sentimientos, emociones, pensamientos, opiniones, creencias, percepciones, respuestas (conducta) actitudinales hacia la violencia escolar (Serrano e Iborra, 2005).

Se redactaron 55 ítems los cuales fueron sometidos a la valoración de 10 jueces expertos en la temática, para valorar la relevancia, la pertinencia y claridad del ítem con el constructo mediante el índice de la V de Aiken; la concordancia de los jueces consultados obtuvo un mínimo del 87% de aceptación (Escurra, 1988). Sin embargo, hubo recomendaciones en la redacción (claridad). Luego, en la prueba piloto se consideró una muestra (intencional) de 142 adolescentes de ler a 5 año de secundaria. En base a los datos obtenidos y analizados, se valoraron a aquellos ítems con un índice de homogeneidad mayores a 0.21, índice adecuado (Mahjabeen et al., 2017). En el estudio final la muestra fue de 1001 adolescentes de ler a 5to año de secundaria, en el análisis de ítems, se realizó una correlación ítem - dimensión, ya que, la prueba cuenta con dimensiones (Abad et al., 2006), así pues, se eliminaron 6 ítems con índices de discriminación menores a 0.21.

Al realizar los análisis de validez de constructo, después de hacer un AFE (previo) para toda la muestra y constatar que los resultados de la varianza explicada estaban por debajo del 50% (recomendada), se optó por analizar la heterogeneidad de la muestra, haciéndonos preguntas como ¿existe diferencias en las actitudes de estudiantes de primer y quinto año de educación secundaria?, ¿piensan igual un adolescente de 11 años con uno de 14 o 18 años de edad?, analizar además las variables biológicas, socioemocional y cognitivo componente de la actitud que esté ligado a factores afectivos que se expresan en conductas. Güemes, González e Hidalgo (2017) describen que en la etapa de adolescencia inicial (10 a 13 años) prevalece los cambios puberales y en edades posteriores el grupo de iguales adquiere más relevancia, surgen conductas de riesgo. Otros factores influyentes en la etapa adolescente son el nivel de vulnerabilidad al entorno, falta de supervisión, falta de información, exposición a conductas de riesgo, medios de comunicación, etc. (Borras, Reynaldo y López, 2017)- Las investigaciones revelan que los episodios de violencia escolar (componente conductual de la actitud) son más frecuentes entre ler y 3er grado escolar (Chirinos, 2017)- Ademas, con el aumento de la edad (cambios de actitud) del adolescente víctima desarrolla la capacidad para reconocer y defenderse de agresiones en la escuela (Gómez, Sánchez, Molina y Bazaco, 2017).

La teoría del aprendizaje social que da importancia a la observación y modelo de patrones de conducta, pensamientos y emociones en la interacción del individuo con el entorno. El modo en que la institución educativa gestiona las prácticas escolares, situaciones disciplinarias que modela el comportamiento de los estudiantes, genera una cultura educativa adecuada, siendo adoptada (modelada) por las nuevas generaciones estudiantiles quienes están en continua transformación, evolución y búsqueda de identidad y pertenencia al grupo social (Serrano & Bacuilima, 2017; Crespo, Romero, Martínez & Musitu, 2017; Patias & Dell'Aglio, 2017). Es así que en la medida en que los adolescentes tienen más edad cambia sus grupos sociales, están en la constante búsqueda de identidad, paralelamente cambian sus pensamientos, creencias, actitudes.

Por ello, se procedió a analizar los datos por grado escolar, para ver el nivel de sus varianzas, mediante el análisis factorial exploratorio, se obtiene en su mayoría de 9 a 11 factores por grado, siendo un problema cuando se trabaja con muchos ítems, por lo general más de 50 (Pérez & Medrano, 2010). Por tal motivo se tuvo que eliminar progresivamente los ítems con cargas factoriales menores a .30, ya que los valores recomendados se encuentran entre .20 y .40 (Méndez & Rondón, 2012) y factores que contenga menos de tres ítems, considerando que cada factor debe contener como mínimo de tres a cuatro ítems por factor extraído (Lloret, Ferreres, Hernández & Tomás, 2014). Así pues, se obtuvo en la muestra de primer año una varianza de 47.7% con cinco factores (27 ítems), y mejores porcentajes de varianza de segundo a quinto año; en segundo año la de varianza es de 51.7% con seis factores (25 ítems), en tercer año 51.4% de varianza explicada con cinco factores (20 ítems), en cuarto año se obtuvo el 51.9% de varianza con cuatro factores (16 ítems) y en quinto año la varianza se explica en un 53-7% con seis factores (28 ítems).

El AFC ha mostrado que las estructuras factoriales obtenidas en el AFE, son adecuadas. Los índices de ajuste de bondad y ajuste comparativo que analiza la nueva estructura factorial estimada por el AFE en la muestra de primer, tercer y cuarto año, son aceptables (Escobedo, et. al, 2016), así por ejemplo el X2/gl en primer (1.21), tercer (1.33), cuarto (1.05) es menor a 2, el RMSEA en primer (0.03), tercer (0.03), cuarto (0.4) valores todos inferiores a 0.05, y los valores de los índices GFI, TLI y CFI son mayores que 0.90. En consideración a estos índices se procede con el diseño y propuesta de escalas de actitud hacia la violencia escolar para adolescentes de tercer (AVE-E3) y cuarto año (AVE-E4) de secundaria. Descartando la viabilidad de hacer una escala general (primer a quinto año) por la poca varianza obtenida, y valores < 0.90 en los índices de ajuste de bondad e incremental, además de la evidente heterogeneidad de la muestra.

En las dimensiones de la escala AVE-E3 se presentan índices de Habilidad obtenida en el coeficiente de omega () van desde .579 a .690. Cabe destacar que, al trabajar con el coeficiente omega, los valores de confiabilidad de las dimensiones y la escala en general mejoran, puesto que trabaja con cargas factoriales (Ventura y Caycho, 2017). Por otra parte, en la escala AVE-E4, la confiabilidad está entre el valor mínimo de coeficiente de omega .509 hasta un valor máximo de 7.55, seguido de una fiabilidad de .644 y .662, que la no tener otra escala en nuestro contexto con similares características consideramos como adecuadas, siguiendo el postulado que propone aceptar valores inferiores a 0.7 cuando no se cuenta con un mejor instrumento (Celina y Campo, 2005). En otras investigaciones psicométrica, la confiabilidad de las dimensiones se obtiene mediante el coeficiente de alfa; en la escala EAAPB, creado por Da Silva Lima, et al. (2017) los índices de fiabilidad oscilan .80 en el primer (apariencia y género) y .65 en el segundo factor (componente exposición social). Asimismo, Craven (2014), alcanzó un nivel de consistencia interna (total) de .80 en la escala de actitudes de los estudiantes hacia el bullying.

La confiabilidad total de escala para AVE-E3 logró un .821 y .828 y en la escala AVE-E4. Se consiguió un .828 y .833, valores aceptables (Heale & Twycross, 2015; Celina & Campo 2005; Ventura & Caycho, 2017).

Finalmente, fue elaborado un baremo que facilite la interpretación de las puntuaciones (Abad et al., 2006). Previamente se analizó si la muestra se ajusta a una distribución normal, mediante la prueba de normalidad de Kolmogorov- Smimov (Guisande et al., 2013, Guillen, 2015); y utilizó la prueba no paramétrica U de Mann-Whitney y la prueba paramétrica t de Student (Guillen, 2015), para estimar las diferencias significativas entre mujeres y varones y hacer baremos por sexo. Mediante los análisis de ítems, de validez de contenido y constructo (AFE y AFC), se logró realizar una escala válida y confiable para estudiantes de tercer y cuarto año de secundaria.

Se logró determinar propiedades psicométricas válidas y fiables de la escala de actitudes hacia la violencia escolar (AVE-E) para adolescentes de tercer y cuarto año de secundaria que ayudarán a plantear programas de promoción, prevención e intervención para controlar la violencia dentro del aula.

 

Referencias

Abad, F., Garrido, J., Olea. J. y Ponsoda. V. (2006). Introducción a la Psicometría. Madrid: Universidad Autónoma de Madrid.        [ Links ]

Andrés, L., Carrasco, F. Oña, A. Pérez, P, Sandoval, E. y Sandoval, M. (2015). Una mirada en profundidad al acoso escolar en el Ecuador, Violencia entre pares en el sistema educativo. Obtenido de: https://www.unicef.org/ecuador/acoso_escolar_final_baja(l).pdf        [ Links ]

Arafat, S., Chowdhury, H., Qusar, M. & Hafez, M (2016). Cross cultural adaptation & psychometric validation of research instruments: A methodological review. Journal of Behavioral Health, 5(1), 129-136.        [ Links ]

Assis, O, Almeida, S., & Núñez, J. (2017). Rationale and Applicability of Exploratory Structural Equation Modeling (ESEM) in psychoeducational contexts. Psicothema, 29(3), 396-401.         [ Links ]

Ato, M., López, J. y Benavente, A. (2013). Un sistema de clasificación de los diseños de investigación en psicología. Anales de psicología, 29(3),1038-1059.         [ Links ]

Avilés, J, (2006). Bullying: Bullying, el maltrato entre iguales: agresores, víctimas y testigos en la escuela.         [ Links ]

Ayala, M. (2015). Violencia escolar: un problema complejo. Ra Ximhai, 4(11), 493-509.        [ Links ]

Baron, R. y Byrne, D. (2005). Psicología social (10a. ed.). Madrid: Pearson.         [ Links ]

Barra, E. (1998). Psicología Social. Chile: Universidad de Concepción         [ Links ]

Borras, T., Reynaldo, y López, M. (2017). Adolescentes: razones para su atención. CCM de Holguín, 3, 858-874.         [ Links ]

Bravo, C. (2016). Acoso escolar y bienestar psicológico en estudiantes de 4to y 5to de secundaria de instituciones educativas del callao, 2016 (Tesis de licenciatura). Universidad César Vallejo, Lima, Perú.        [ Links ]

Bronfenbrenner, U. (1987). La ecología del desarrollo humano. Barcelona, España: Ediciones Paidós.         [ Links ]

Celina, H. y Campo, A. (2005) Aproximación al uso del coeficiente alfa de Cronbach. Revista Colombiana de Psiquiatría, 34 (4), 572-580.         [ Links ]

Costello, A. y Osborne, J. (2005). Best practices in explora-tory factor analysis: Four recommendations for getting the most from your analysis. Practical Assessment, Research &Evaluation, 10(7), 1-9.         [ Links ]

Craven, J. (2014). Measuring students' attitudes toward bullying (Doctoral dissertation). Humboldt State University California, United States.         [ Links ]

Crespo, S., Romero, A., Martínez, B. y Musitu, G. (2017). Variables psicosociales y violencia escolar en la adolescencia. Psychosocial Intervention, 26, 125-130.         [ Links ]

Cuevas, M. y Marmolejo, M. (2016). Observadores: un rol determinante en el acoso escolar. Pensamiento Psicológico, 14, 89-102.         [ Links ]

Chirinos, P. (2017). Violencia escolar y desarrollo de habilidades socioemocionales de estudiantes de secundaria de instituciones educativas de distritos con mayor índice de violencia de lima metropolitana. (Tesis de para optar el grado de magíster). Universidad Ricardo Palma, Lima.         [ Links ]

Da Silva Lima, M., Veloso, R., Silva, A., Rodrigues, R., Costa, M., de Sampaio, T. & Veloso, V. (2017). Attitudes towards potential targets of bullying scale: Elaboration and evidence of validity and reliability. Acta Colombiana de Psicología, 20, 254-265.        [ Links ]

Di Napoli, P (2018). Reflexiones críticas sobre la noción de bullying desde un caso de estudio. Un análisis de las luchas simbólicas por el poder de nominación en el ámbito escolar en Espacios en Blanco. Revista de Educación, 28, 131-159.         [ Links ]

Escobedo, M., Hernández, j., Estebané, V. y Martínez G. (2016). Modelos de ecuaciones estructurales: Características, Fases, Construcción, Aplicación y Resultados. Ciencia & Trabajo, 55,16-22.         [ Links ]

Escurra, L. (1988). Cuantificación de la validez de contenido por criterio de jueces. Lima: Pontificia Universidad Católica del Perú.         [ Links ]

Fazio R. (1990). The MODE model: Attitude-behavior processes as a function of motivation and opportunity Advances in experimental social psychology 23, 75-109.         [ Links ]

Festinger, L. (1957). A Theory of Cognitive Dissonance. Stanford, CA: Stanford University Press.        [ Links ]

Festinger, L; Riecken, H; Schachter, S. (2019). Cuando las profesías fallan. Ed. Pablo Vergel Fernández        [ Links ]

Gómez, A., Sánchez, B., Molina, J. y Bazaco, M. (2017). Violencia escolar y autoimagen en adolescentes de la región de Murcia (España). Revista Internacional de Medicina y Ciencias de la Actividad Física y el Deporte, 17(68), 677-692.        [ Links ]

González, J., Carvajal, C. y Viveros, F. (2016). Coeficientes edumétricos para la validez y dificultad de un test: Propuesta. Estudios Pedagógicos XLII, 43(3), 467-481.        [ Links ]

Güemes, M., González, M. y Hidalgo, M. (2017). Desarrollo durante la adolescencia. Aspectos físicos, psicológicos y sociales. Pediatr Integral; 21(4), 233-244.         [ Links ]

Guillen R. (2015). Guía teórica - Práctica de SPSS 22 para la elaboración de materiales científicos. Málaga, España: Universidad de los pueblos de Europa.        [ Links ]

Guisande, G., Vaamonde, A. y Barreiro, A. (2013)- Tratamiento de datos con R, STATISTICA y SPSS. Madrid: Ediciones Díaz de Santos.         [ Links ]

Heale, R. & Twycross, A. (2015). Validity and reliability in quantitative studies. Evid Based Nurs, 18 (3), 66-67.         [ Links ]

Heider, F. (1946). Attitudes and cognitive organization. The Journal of Psychology: Interdisciplinary and Applied, 21, 107—112. https://doi.org/10.1080/00223980.1946.9917275         [ Links ]

INEI (2016). Encuesta Nacional sobre Relaciones Sociales ENARES 2013 y 2015- Perú: Depósito Legal en la Biblioteca Nacional del Perú.         [ Links ]

Lacave, C., Molina A., Fernández, M. y Redondo A. (2016). Análisis de la fiabilidad y validez de un cuestionario docente. ReVisión, 1(9), 136-143         [ Links ]

López, P y Fachelli, S. (2015). Metodología de la investigación social cuantitativa. Barcelona, España: Universidad Autónoma de Barcelona.        [ Links ]

Lloret, S, Ferreres, A., Hernández, A. y Tomás, I. (2014). El análisis factorial exploratorio de los ítems: una guía práctica, revisada y actualizada. Anales de psicología. 30(3), 1151-1169.        [ Links ]

Mahjabeen W, Alam S, Hassan U, Zafar T, Butt R, Konain S. y Rizvi , M. (2017) Diffculty índex, Discrimination índex and Distractor Efficiency in Múltiple Choice Questions, Annals of Pakistán Institute of Medical Sciences, 4, 310-315.Obtenido de: https://www.apims.net/index.php/apims/article/view/9/10         [ Links ]

Martín, I. (1982). Psicología Social, III. Percepción interpersonal, actitudes. San Salvador, El Salvador: Universidad Centroamericana José Simeón Cañas.         [ Links ]

Méndez, C. y Rondón, M. (2012). Introducción al análisis factorial exploratorio. Rev. Colomb. Psiquiat., 41, 197 -207.        [ Links ]

Merino, C. (2018). Confidence interval for difference between coefficients of content validity (Aiken's V): A SPSS syntax. Anales de Psicología, 34(3), 587-590.        [ Links ]

MINEDU (2017). Guía para prevenir y atender el acoso entre estudiantes. Lima, Perú: Ministerio de Educación del Perú.        [ Links ]

MINEDU (2019). Número de casos reportados en el SíseVe a Nivel Nacional del 15/09/2013 al 31/05/2019. Obtenido el 07/07/2019 de: http://www.siseve.pe/Seccion/Estadisticas.         [ Links ]

Morales, P. (2006). Medición de actitudes en psicología y educación: construcción de escalas y problemas metodológicos. Madrid, España: Universidad Pontificia de Comillas.         [ Links ]

Morrisette, J.O. (1958). An experimental study of the theory of structural balance. Human Relations. 11, 239-254.         [ Links ]

Mula, A. y Navas, l. (2011). Las actitudes ante la inmigración en los adolescentes y en los jóvenes. España: Editorial Club Universitario.         [ Links ]

Patias, N. & Dell'Aglio, D. (2017). Prevaléncia de exposicáo a violencia direta e indireta: Um estudo com adolescentes de escolas públicas. Acta Colombiana de Psicología, 20, 101-111.        [ Links ]

Pérez, E. y Medrano, L. (2010). Análisis Factorial Exploratorio: Bases Conceptuales y Metodológicas, Revista Argentina de Ciencias del Comportamiento, 2(1), 58-66.         [ Links ]

Salamanca, España. Amaru.

Schuette, R. y Fazio R. (1995). Attitude Accessibility and Motivation as Determinants of Biased Processing: A Test of the MODE Model. Society for Personality and Social Psychology 21 (7), 704-710.        [ Links ]

Serrano, A. e Iborra, I (2005). Violencia entre compañeros en la escuela. Valencia: Centro Reina Sofía para el Estudio de la Violencia.         [ Links ]

Serrano, A. y Bacuilima, M. (2017). Creencias actitudinales hacia la violencia en los adolescentes de segundo y tercer año de bachillerato de la unidad educativa las pencas, 2016-2017. Revista electrónica d psicología Iztacala, 20 (3), 183-196.         [ Links ]

UNICEF. (2017). Una situación habitual, violencia en las vidas de los niños y los adolescentes. Obtenido de: https://www.unicef.es/sites/unicef.es/files/comunicacion/Una_situacion_habitual_Violencia_en_las_vidas_de_los_ninos_y_los_adolescentes.pdf         [ Links ]

Ugarte, R. (2016). Percepción de la violencia en escolares de secundaria en zonas de producción, micro comercialización y consumo de drogas. Lima, Perú: CEDRO.         [ Links ]

Ventura, J. y Caycho, T. (2017). El coeficiente Omega: un método alternativo para la estimación de la confiabilidad. Revista Latinoamericana de Ciencias Sociales, Niñez y Juventud, 15, 625-627.        [ Links ]

Viniegra, M. (2007). Actitudes y Creencias en torno a la violencia en adolescentes de secundaria. Pulso, 30, 75-101.        [ Links ]