Validación de la escala de victimización entre adolescentes a través del teléfono móvil y de internet

Validation of the adolescent victimization through mobile phone and internet scale

Sofía Buelga^I,*; María Jesús Cava^I; Gonzalo Musitu^II

^IUniversidad de Valencia, Facultad de Psicología, Valencia, España
^IIUniversidad Pablo de Olavide, Facultad de Ciencias Sociales, Sevilla, España

RESUMEN

OBJETIVO: Validar la Escala de Victimización entre Adolescentes a través del Teléfono Móvil y de Internet (CYBVIC), analizando sus propiedades psicométricas.
MÉTODOS: Se realizó un estudio transversal descriptivo en el que participaron dos muestras independientes de adolescentes de ambos sexos, de entre 11 y 19 años. La primera muestra estuvo constituida por 1 934 adolescentes españoles, y la segunda por 1 483 adolescentes mexicanos. Se realizó un análisis factorial exploratorio de la escala con la primera muestra, y un análisis factorial confirmatorio con la segunda. También se llevaron a cabo análisis multigrupo, análisis de fiabilidad y análisis de las correlaciones de las dimensiones de la escala con diversas variables externas de ajuste psicológico (sintomatología depresiva, estrés percibido, soledad, satisfacción con la vida y victimización tradicional).
RESULTADOS: Se encontraron dos factores, denominados cybmóvil y cybinternet, que en conjunto explicaron 52% de la varianza. Estos factores fueron congruentes con la propuesta teórica original. El análisis factorial confirmatorio mostró un ajuste adecuado del modelo de dos factores correlacionados. Los datos indicaron la invarianza factorial del cuestionario entre las muestras de España y México. El análisis de fiabilidad confirmó que la escala posee una consistencia interna adecuada. Se encontraron correlaciones significativas entre las dimensiones cybmóvil y cybinternet con las variables externas con las que se relacionaron. Conclusiones. La escala CYBVIC tiene propiedades psicométricas adecuadas y puede ser utilizada como una medida válida y fiable en nuevas investigaciones, que contribuyan a ampliar el conocimiento sobre este problema mundial creciente de cyberbullying entre adolescentes.

Palabras clave: Intimidación; victimización; adolescente; conducta del adolescente; cuestionarios; estudios de validación; estrés psicológico; España; México.

ABSTRACT

OBJECTIVE: To validate the adolescent victimization through mobile phone and internet scale (CYBVIC) through analysis of its psychometric properties.
METHODS: A cross-sectional study was conducted in which two independent samples of adolescents aged 11-19, both male and female, participated. The first sample was comprised of 1 934 Spanish adolescents, and the second sample, 1 483 Mexican adolescents. An exploratory factor analysis of the scale was done with the first sample and a confirmatory factor analysis with the second. Multigroup and reliability analyses, as well as an analysis of the correlation of the scale's dimensions with various external variables related to psychological adjustment (depressive symptomatology, perceived stress, loneliness, satisfaction with life, and traditional victimization), were also conducted. Results. Two factors, called cybmóvil [cyber mobile] and cybinternet [cyber internet], were found, which together explained 52% of the variance. These factors were consistent with the original hypothesis. The confirmatory factor analysis showed the model's adequate fit to two correlated factors. The data indicated the factorial invariance of the questionnaire between the Spanish and Mexican samples. The reliability analysis confirmed that the scale has sufficient internal consistency. Significant correlations were found between the cybmóvil/cybinternet factors and the external variables with which they were related. ]]> CONCLUSIONS: The CYBVIC scale has adequate psychometric properties and can be used as a valid and reliable measure in new research, which could expand knowledge about the growing international problem of cyberbullying among adolescents.

Key words: Bullying; victimization; adolescent; adolescent behavior; questionnaires; validation studies; stress, psychological; Spain; Mexico.

El acoso entre iguales a través de las nuevas tecnologías de la información y la comunicación, conocido como cyberbullying, se ha convertido en estos años en un creciente problema de preocupación mundial (1-3). En los Estados Unidos, su prevalencia ha aumentado entre los adolescentes en un 50% (4), y se lo reconoce como un problema emergente de salud pública (5). Esta nueva forma de maltratar y acosar a los iguales, principalmente a través del teléfono móvil y de internet, ha mostrado en los suicidios de los jóvenes norteamericanos Ryan Patrick Halligan, de 13 años, en 2003; Megan Meier, de 13 años, en 2006; y Tyler Clementi, en 2010, las graves consecuencias a las que puede llegar este tipo de victimización.

El cyberbullying se define como "una conducta agresiva e intencional que se repite de forma frecuente en el tiempo mediante el uso, por un individuo o grupo, de dispositivos electrónicos sobre una víctima que no puede defender-se por sí misma fácilmente" (6). En este sentido, algunos autores (7, 8) sugieren que el cyberbullying es una nueva modalidad de bullying, y la utilización de medios electrónicos o tecnológicos para maltratar a la víctima es su diferencia primordial. Diversos estudios señalan además que, en muchos casos, hay una continuidad entre estos dos tipos de acoso, de modo que los problemas del adolescente en el contexto escolar se trasladan y continúan en la Red (9, 10). El impacto del cyberbullying sobre la víctima podría ser aún más lesivo que en el acoso tradicional (11, 12) debido a las propias características del cyberbullying: anonimato del agresor, difusión masiva de las ciberagresiones e imposibilidad de huir de ellas en el tiempo y en el espacio. En la mayoría de los casos, la cibervíctima no sabe realmente a quién se enfrenta, y esta invisibilidad promueve más violencia en el agresor (5, 13). La indefensión de la víctima se potencia también por la difusión masiva de las ciberagresiones, que alcanzan a un gran número de personas (14). La imposibilidad de huir de las agresiones, que pueden ser (re)enviadas y reproducidas en todo momento y en cualquier escenario virtual, aumenta la pérdida de control de la víctima sobre su vida. Como indica el Instituto Nacional de Salud de los Estados Unidos (12), en cada nuevo ataque la cibervíctima se siente más humillada e indefensa. El daño psicológico dependerá también y en gran medida del tipo de agresión cibernética y de cómo esta afecta a la víctima y a su entorno (10).

Según Willard (15, 16), las ciberagresiones se clasifican en: 1) hostigamiento (envío repetido de mensajes ofensivos a la víctima); 2) denigración (difusión de rumores falsos sobre la víctima); 3) suplantación de la identidad (envío de mensajes maliciosos haciéndose pasar por la víctima); 4) violación de la intimidad (difusión de secretos o imágenes embarazosas de la víctima); 5) exclusión social (exclusión deliberada de la víctima de grupos virtuales) y 6) ciberpersecución (envío repetido de mensajes amenazantes a la víctima).

La prevalencia de esta nueva forma de maltrato tecnológico entre los adolescentes varía según los estudios entre 5% y 34% (3, 5). Estas discrepancias en las cifras se explican, principalmente, por las diferentes metodologías utilizadas en los estudios científicos (1). Esta falta de consenso dificulta notablemente las comparaciones de investigaciones tanto dentro de un mismo país como entre países o culturas diferentes. Muchos trabajos han evaluado el acoso por internet (17, 18), otros por el teléfono móvil (19) y otros por ambos dispositivos electrónicos (20). También existen divergencias entre los trabajos en cuanto a la medida temporal utilizada. Algunos han medido la prevalencia del cyberbullying a lo largo de la vida, "haber sufrido acoso alguna vez" (21-23), en el último mes (24), en los dos últimos meses (25) y en el último año (10, 17, 19).

Tampoco existe consenso entre los pocos autores que han desarrollado en lengua española un instrumento para medir la victimización por cyberbullying (2, 10, 24, 25). Esta falta de acuerdo se produce no solo en la medida temporal evaluada sino también en la propia conducta medida. Así, mientras algunos autores evalúan el cyberbullying con alguna pregunta general como "¿cuántas veces se han metido contigo o te han acosado a través de tu móvil en los dos últimos meses?" (25) o "¿alguien te ha perjudicado a través del Messenger?" (2), otros miden de forma más específica las principales conductas de cyberbullying, como "colgar imágenes humillantes de mí en internet" (24) o "me han insultado o ridiculizado con mensajes o llamadas por el móvil" (10). El hecho es que, en la mayoría de los trabajos mencionados, la información sobre las propiedades psicométricas del instrumento es inexistente o muy escasa, por lo que no hay un instrumento de referencia para medir la victimización por cyberbullying. A este respecto, tampoco existe ningún instrumento en lengua española cuyas propiedades psicométricas hayan sido analizadas en diferentes culturas y países.

Por esto, un avance primordial en la investigación sobre este problema consiste en disponer de un instrumento validado para medir y evaluar con rigor metodológico esta forma de maltrato tecnológico con distribución mundial que afecta cada vez más a los países desarrollados (1).

MATERIALES Y MÉTODOS

Participantes

Se realizó un estudio transversal descriptivo en el que participaron 3 417 adolescentes distribuidos en dos muestras independientes procedentes de España y de México. La selección de los participantes se realizó mediante un muestreo estratificado por conglomerados (26). Las unidades de muestreo fueron los centros educativos, públicos y concertados, de educación secundaria de las provincias españolas de Valencia y de Sevilla (muestra 1) y del estado mexicano de Sinaloa (muestra 2).

Como se puede observar en el cuadro 1, la primera muestra representativa incluyó a 1 934 adolescentes españoles de ambos sexos de entre 11 y 19 años (M = 13,73; DT = 1,46), estudiantes de 1º, 2º, 3º y 4º cursos de enseñanza secundaria y de 1º y 2º de bachiller.

La segunda muestra representativa estuvo formada por 1 483 adolescentes mexicanos de ambos sexos de entre 12 y 19 años (M = 14,80 años; DT = 1,71), distribuidos en los cursos de 1º, 2º y 3º de secundaria y de 1º, 2º y 3º de preparatoria (estos últimos cursos son equivalentes a 4º de secundaria y 1º y 2º de bachiller en España).

Instrumentos

Escala de Victimización entre Adolescentes a través del Teléfono Móvil y de Internet (CYBVIC) (10). Esta escala está formada por 18 ítems que miden con un rango de respuesta de 1 a 4 (nunca, pocas veces, muchas veces y siempre), el acoso experimentado a través del teléfono móvil y de internet durante el último año.

La victimización a través del teléfono móvil se mide con ocho ítems (cuadro 2) que evalúan comportamientos que implican agresiones de hostigamiento, denigración, violación de la intimidad y exclusión social (por ejemplo, "me han insultado o ridiculizado con mensajes o llamadas por el movil"). La consistencia interna de este factor, en su versión original, era de 0,76 (10). La victimización a través de internet (véase el cuadro 2) se evalúa con los mismos 8 ítems anteriores, e incluye 2 ítems más relacionados con la suplantación de la identidad (por ejemplo, "se han hecho pasar por mí para decir o hacer cosas malas en internet"). La consistencia interna de este factor, en su versión original, era de 0,84 (10).

Escala de Sintomatología Depresiva (CESD) (27). Se aplicó la escala abreviada de Herrero y Meneses (28), cuyo coeficiente alfa de Cronbach era de 0,82 en su versión original. La escala abreviada de sintomatología depresiva está formada por siete ítems que evalúan, con un rango de respuesta de 1 (nunca o muy rara vez) a 4 (siempre o la mayoría de veces), la presencia de sintomatología depresiva durante el último mes.

Escala de Estrés Percibido (29). Se utilizó la escala abreviada de Herrero y Meneses (28), cuyo coeficiente alfa de Cronbach era de 0,83 en su versión original. La escala abreviada de estrés percibido está formada por cuatro ítems que evalúan, con un rango de respuesta de 1 (nunca) a 5 (siempre), el grado en el cual el adolescente evalúa determinadas situaciones como estresantes durante el último mes.

Escala de Soledad (UCLA) (30). Se aplicó la escala adaptada al español por Expósito y Moya (31), cuyo coeficiente alfa de Cronbach era de 0,89 en su versión original. La Escala de Soledad consta de 20 ítems que evalúan, con un rango de respuesta de 1 (nunca) a 4 (siempre), el sentimiento de soledad experimentado por el adolescente.

Escala de Satisfacción con la Vida (32). Se utilizó la escala adaptada al español por Atienza, Pons, Balaguer y García- Merita (33). La Escala de Satisfacción con la Vida está formada por cinco ítems que miden, con un rango de respuesta de 1 (muy en desacuerdo) a 4 (muy de acuerdo), el bienestar subjetivo que el adolescente percibe en su vida. La consistencia interna de este instrumento, en su versión original, era de 0,84.

Escala de Victimización entre Iguales (34). Se utilizó la escala validada en población escolar por Cava et al. (35). La Escala de Victimización entre Iguales está formada por 20 ítems, que miden con un rango de respuesta de 1 (nunca) a 4 (muchas veces), situaciones de victimización física (5 ítems), victimización verbal (5 ítems) y victimización relacional (10 ítems), experimentadas por el adolescente durante el último año en el contexto escolar. La consistencia interna de las subescalas en su versión original era de 0,75 en victimización física, 0,89 en victimización verbal y 0,92 en victimización relacional.

En el presente estudio todas las escalas mostraron valores de consistencia interna adecuados (cuadro 3).

Procedimiento

Se envió una carta a los centros educativos seleccionados (en ambas muestras) en la que se exponía el proyecto de investigación. Posteriormente, se concertó una entrevista en la que se explicó el proyecto, y se entregaron los consentimientos informados para los padres junto con una carta explicativa de la investigación. Una vez obtenidos los permisos correspondientes, se realizó un seminario informativo con el profesorado. El instrumento fue aplicado por investigadores expertos y entrenados, en las aulas habituales y durante un período regular de clase. Se informó en todo momento a los adolescentes que su participación era voluntaria y anónima. Se indicó a los participantes la posibilidad de renunciar a su contestación. Ningún sujeto rehusó contestar.

Análisis de los datos

En primer lugar, se realizó un análisis factorial exploratorio (AFE) con la muestra española utilizando el programa SPSS (IBM SPSS Inc., EE.UU.; versión 17). Se utilizó el método de extracción de componentes principales con rotación oblimin directo (adecuado cuando se asume que los factores guardan relación entre sí) (36). Posteriormente, con el programa EQS 6.1 (Multivariate Software Inc., EE.UU.) se contrastó en la muestra mexicana (validación cruzada) mediante análisis factorial confirmatorio (AFC) la estructura factorial previamente hallada. A través de análisis multigrupo y análisis de estructuras de covarianza que incluyen también la media (latent mean structures) se estimó la invarianza factorial de la estructura encontrada entre las dos muestras. Todos los resultados del ajuste de los modelos se basaron en la solución robusta, debido a la desviación de la normalidad observada en los datos. Se examinó la fiabilidad de la escala y de los factores calculando su consistencia interna mediante el índice alfa de Cronbach. Finalmente, para analizar la validez de constructo de la escala, se realizaron, con el cálculo del coeficiente de Pearson, análisis de correlación entre las dimensiones de la escala y las variables externas estudiadas.

Los Comités de Ética del Ministerio de Ciencia e Innovación de España y de la Universidad Autónoma de Sinaloa de México aprobaron el protocolo de investigación de este estudio y el formulario de consentimiento informado.

RESULTADOS

Análisis factorial exploratorio y análisis factorial confirmatorio

Los resultados de la prueba de Kaiser-Meyer-Olkin (0,94) y de la prueba de Barlett (χ² = 16870,17; grado de libertad [gl] = 153, P < 0,001) realizados con los datos de la muestra española fueron satisfactorios, lo que indica que el modelo factorial es adecuado para explicar los datos. El análisis de componentes principales con rotación oblimin directo mostró la presencia de dos factores que explicaban 52% de la varianza (véase el cuadro 2).

Teniendo en cuenta los factores obtenidos en el AFE, se procedió a confirmar esta estructura con el AFC en la muestra mexicana (véase el cuadro 2). Se estimó, en primer lugar, dos modelos factoriales alternativos con los 18 ítems de la escala. Un primer modelo de un solo factor proporcionó un ajuste pobre (χ²de Satorra-Bentler [S-B χ²] = 761,43; gl = 135; P < 0,001; índice de ajuste comparativo [CFI] = 0,83; error cuadrático medio de aproximación [RMSEA] = 0,05 [0,05- 0,06]), ya que el valor del CFI fue menor de 0,90. Este ajuste no mejoró al imponer una estructura de dos factores no correlacionados (S-B χ²= 839,72; gl = 135; P < 0,001; CFI = 0,81; RMSEA = 0,05 [0,05-0,06]). Finalmente, la estimación de un modelo de dos factores correlacionados reveló un ajuste aceptable (S-B χ²= 366,45; gl = 131; P < 0,001; CFI = 0,93; RMSEA = 0,03 [0,03-0,03]), ya que el CFI se situó por encima de 0,90 (ajuste aceptable), y el RMSEA por debajo de 0,05 (ajuste bueno). Este modelo final encontrado para la muestra mexicana fue estimado posteriormente en la muestra de adolescentes españoles (S-B χ²= 359,11; gl = 131; P < 0,001; CFI = 0,91; RMSEA = 0,03 [0,02-0,03]) y mostró un ajuste similar.

Análisis multigrupo

Para evaluar la invarianza factorial de la escala, se hipotetizó que el número de factores, las saturaciones de los ítems y las correlaciones entre los factores eran invariantes en las dos muestras de España y México. Estas hipótesis se evaluaron mediante análisis multigrupo, que permite establecer igualdades adicionales en dos o más grupos y obtener la probabilidad de que esas igualdades existan en la población. Se estimaron diferentes modelos anidados y se compararon a través del test de la diferencia en χ² (cuadro 4) Los modelos fueron: a) un primer modelo multigrupo que no impone ninguna igualdad entre las saturaciones y las correlaciones entre los factores (modelo sin restricciones) y b) un segundo modelo que impone la igualdad entre todas las saturaciones y las correlaciones entre los factores (modelo con restricciones) en los grupos.

Mediante la comparación de ambos modelos (sin y con restricciones), se puede comprobar que los valores del CFI (0,90) y el RMSEA (0,03) son iguales; por lo tanto, los pesos factoriales de las dos submuestras (España y México) son equivalentes. La igualdad entre los modelos se puede mantener sin ninguna restricción (modelo a) y con todas las restricciones (modelo b) Δχ²= 2,72; Dgl = 16; P = 0,99), por lo que no es necesario reestimar el modelo liberando aquellas igualdades que llevan a una falta de ajuste.

Análisis de consistencia y análisis de correlación

Finalmente, se obtuvieron evidencias de la validez de constructo de la escala al encontrar correlaciones significativas entre las dimensiones de la escala y otros constructos con los que teóricamente se encuentran relacionadas. De hecho, todas las correlaciones fueron estadísticamente significativas con un nivel de P < 0,01 (véase el cuadro 3), y todas estas de signo positivo con los indicadores de malestar psicológico (estrés psicológico, sintomatología depresiva y soledad) y de acoso tradicional (victimización física, relacional y verbal).

DISCUSIÓN

Se han encontrado evidencias empíricas que apoyan la validación de la escala: estructura factorial, consistencia interna y validez de constructo.

La validez de la estructura teórica definida a priori de dos factores relacionados fue constatada con el análisis factorial exploratorio. Los factores denominados cybmóvil y cybinternet explicaron 52% de la varianza. La validez de esta estructura bifactorial fue ratificada con el análisis factorial confirmatorio mediante el procedimiento de validación cruzada entre muestras. Esta estructura se reveló como el modelo que mejor se ajustaba a los datos y se comprobó, por otra parte, la invarianza factorial de la escala CYBVIC entre ambas muestras de adolescentes. También se constató que los ítems presentaban una fiabilidad adecuada en términos de consistencia interna tanto por factores como en la escala total, lo que facilita su aplicación en diferentes contextos (39, 40). Además, se obtuvieron evidencias en favor de la validez de constructo de la escala, ya que se encontraron correlaciones significativas entre los factores de la escala con las variables externas consideradas: victimización tradicional (física, verbal y relacional), sintomatología depresiva, estrés percibido, soledad y satisfacción con la vida.

En concordancia con la bibliografía científica, los resultados de este estudio ponen de manifiesto la existencia de relaciones altas entre el acoso por el móvil y el acoso por internet (20) y, por otra parte, entre la victimización cibernética y la victimización tradicional (8). Esta última vinculación confirmaría la idea de continuidad entre el acoso tradicional y el acoso cibernético; el adolescente acosado en el contexto escolar continuaría siendo blanco de agresiones en el escenario virtual (8, 41). En esta línea y, en particular, la relación estadísticamente más alta que encontramos entre el acoso relacional y el acoso cibernético, parece confirmar la idea de Kowalski y Limber (18) de que el cyberbullying es un tipo de acoso más indirecto y relacional que otro tipo de maltrato entre iguales. Ciertamente, muchas agresiones cibernéticas son relacionales; buscan provocar un daño en el círculo de amistades de la víctima mediante difusión de rumores y secretos, suplantación de la identidad o bien en su percepción de pertenencia a un grupo (exclusión social). Y, evidentemente, este tipo de ciberagresiones y otras más directas, como las agresiones verbales, producen en la víctima un elevado malestar psicológico (11, 12). De hecho, los resultados del presente estudio ponen de manifiesto que todos los indicadores de malestar psicológico se relacionan significativamente con la victimización a través del móvil y de internet.

En este sentido, investigaciones recientes demuestran que la victimización por cyberbullying se asocia con el desarrollo de problemas psicosociales y trastornos afectivos, como depresión (42), ansiedad (43), baja autoestima (9), aislamiento (44), distrés emocional (45), hostilidad externalizada (21) y consumo de sustancias (46). Estos datos resaltan la alta repercusión negativa que el cyberbullying tiene en la salud de los adolescentes y, por tanto, la necesidad de incrementar las investigaciones sobre este fenómeno para tratar de desarrollar propuestas de intervención que reduzcan su incidencia y, sobre todo, que contribuyan a construir programas de prevención eficaces contra el uso no saludable de las nuevas tecnologías de la información y la comunicación (47, 48).

El presente estudio tiene algunas limitaciones que deben tenerse en cuenta. Así, aunque los adolescentes mexicanos no manifestaron ninguna dificultad en la comprensión de los ítems, y a pesar de que estos, además, fueron previamente revisados por investigadores mexicanos expertos en la materia, podría haber sido conveniente realizar alguna adaptación terminológica en algún ítem. Por otra parte, la validación del cuestionario se ha realizado en una población urbana, por lo que convendría confirmar los resultados en una población rural, dado que las condiciones y los estilos de vida de los adolescentes de ambas poblaciones son diferentes.

A pesar de estas limitaciones, la escala CYBVIC tiene propiedades psicométricas adecuadas que hacen recomendable su aplicación en la población adolescente. Es recomendable continuar ampliando el análisis de sus propiedades psicométricas en grupos de menor edad y en otros países de habla hispana y no hispana.

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* La correspondencia se debe enviar a Sofía Buelga, sofia.buelga@uv.es