Participantes

Esta investigación utilizó la base de datos de la Encuesta de Cohesión Social para la Prevención de la Violencia y la Delincuencia (ECOPRED) realizada por el ^{Instituto Nacional de Estadística y Geografía (2014)}. La base de datos provee información de 84,928 jefes y jefas de familia, que comprendieron la primera parte de un muestreo probabilístico con representatividad nacional y por estado. En la segunda fase provee información de 40,366 jóvenes de entre 12 a 29 años de edad en todo México. El presente estudio únicamente toma en consideración una submuestra de tamaño n = 18,839 comprendida por aquellos jóvenes de entre 12 y 29 años que respondieron estar estudiando al momento de la entrevista. De esta muestra, el 50.8% fueron hombres, y el 49.2% mujeres. El 45.2% estudiaba secundaria, 31.8% la preparatoria o bachillerato; y un 23% educación superior.

Instrumento y variables

Como medida de la victimización por pares en ambientes escolares se consideraron las preguntas correspondientes a la sección 6.7 y 6.8, donde se le cuestiona si ha experimentado o no situaciones de victimización como burlas, robo de objetos, agresiones físicas entre otras en los últimos 6 meses. La versión inicial se comprende de diez preguntas donde se plantean una serie de situaciones para saber la ocurrencia o no de éstas (la versión final está compuesta por seis reactivos).

Adicionalmente también se consideraron otros ítems relevantes para analizar la validez del cuestionario. De forma específica se consideraron los ítems correspondientes a sintomatología presentada en los últimos 6 meses (sección 4.5), y sobre la satisfacción escolar (sección 8.1). Con respecto a la sintomatología, se analizaron de forma concreta los reactivos 4 (Tener dificultad para dormir o permanecer dormido) y 8 (Estar muy triste o deprimido, o sentirte muy solo), los cuales evalúan trastornos del dormir y afectivos respectivamente. Al igual que la escala de victimización, estos reactivos se contestan con de forma afirmativa o negativa. Finalmente, con respecto al área escolar, se consideró evaluar la satisfacción escolar utilizando los reactivos 7 (¿Cómo te sientes con respecto a tu escuela?) y 9 (¿Cómo te sientes con respecto a tu desempeño escolar?) de la sección 8.1. Estos ítems son contestados en una escala tipo Likert de cuatro puntos donde 1 corresponde a Muy satisfecho; y 4 Muy insatisfecho.

Procedimiento

La encuesta llevada a cabo fue recolectada por el Instituto Nacional de Estadística y Geografía (INEGI) en los hogares de los participantes seleccionados, del 6 de octubre al 9 de diciembre de 2014. Toda la información proporcionada por el INEGI (incluyendo los instrumentos¹, y bases de datos²) es totalmente libre y descargable desde la página de internet de la institución. La información fue descargada y se seleccionaron únicamente las variables de interés.

Posteriormente se realizó un análisis factorial y de fiabilidad para los 10 reactivos de la escala propuesta. Cabe destacar que debido al nivel de medición de las variables (nominal de tipo dicotómica) se utilizó la matriz de correlación tetracórica, tal como sugieren otros estudios (^{Holgado-Tello, Chacón-Moscoso, Barbero-García, y Vila-Abad, 2009}; ^{Panter, Swygert, Grant Dahlstrom, y Tanaka, 1997}; ^{Santos, Carvalho, y Araújo, 2016}), debido a que este tipo de correlaciones es la adecuada para el nivel de medición de las variables. Esta misma matriz fue utilizada para calcular la consistencia interna de la escala mediante el estadístico alfa de Cronbach como otros estudios han realizado previamente (^{Gadermann, Guhn, y Zumbo, 2012}; ^{Santos et al., 2016}; ^{Zumbo, Gadermann, y Zeisser, 2007}).

Seguidamente, se analizó de forma descriptiva el instrumento, realizado la sumatoria natural de la cantidad de ítems respondidos de forma afirmativa, y ofreciendo puntos de corte para que se consideren un número de agresiones atípicamente altos. En este caso se utilizó un punto de corte mayor al 95% de lo observado en la muestra, tal como otros instrumentos de comportamiento, psicológicos o de salud realizan o recomiendan (^{Groth-Marnat, 2009}; ^{Organización Mundial de la Salud, 2010}; ^{Singh, 2006}). Si bien la temporalidad de la escala presentada no corresponde a otras frecuencias mencionadas en la literatura -p. ej.: dos a tres eventos en el último mes- (^{Olweus, 2010}), esto se debe a tres consideraciones específicas: (a) el instrumento original solo contemplaba la presencia y ausencia de conductas, por lo que la sumatoria de conductas fue la opción más viable, (b) un punto de corte superior al percentil 95 responde no solo a desviaciones atípicamente altas sino que también corresponde a criterios estadísticos como el Teorema de Tchebyshev y las regla empírica; y (c), el uso de un periodo de tiempo acotado a los últimos seis meses se debe a evidencia meta-analítica ha señalado que periodos cortos (30 días a tres meses) suelen subestimar la prevalencia de victimización; por lo que un periodo de seis fue considerado apropiado en la escala presentada (^{Cook, Williams, Guerra, y Kim, 2010}).

A partir de lo anterior, los puntos de corte fueron proporcionados tomando en consideración tanto el sexo como el nivel educativo, debido a que son variables que influyen en la prevalencia de la expresión de victimización entre pares en ambientes escolares (^{Barlett y Coyne, 2014}; ^{Chapell et al., 2006}; ^{Iossi Silva, Pereira, Mendonça, Nunes, y Oliveira, 2013}; ^{Sentse, Kretschmer, y Salmivalli, 2015}). Los puntos de corte se utilizaron para ofrecer un diagnóstico breve y normativo de conductas de victimización por pares en el ambiente escolar, por lo que se reportan las prevalencias según estos puntos de corte.

Finalmente, para evaluar la validez de constructo de la escala, se analizó su relación en la salud de los participantes, así como en variables asociadas a la satisfacción escolar. En el primer caso, se contrastó el diagnóstico según los puntos de corte propuestos, con los dos reactivos que miden sintomatología (problemas para dormir y problemas de estado de ánimo deprimido) por medio de un modelo loglineal. Por su parte, la asociación entre el diagnóstico y los problemas de satisfacción escolar y desempeño escolar fueron analizados por medio de una comparación entre el grupo con victimización por pares y sin victimización a través del estadístico U de Mann-Whitney.

Los análisis fueron realizados con el Software Estadístico R utilizando el paquete psych (^{R Core Team, 2017}; ^{Revelle, 2017}) para el análisis factorial y de consistencia interna. Para los descriptivos, comparación de grupos y modelo loglineal, se utilizó el paquete estadístico SPSS. En todos los análisis inferenciales se consideró un nivel de significancia de .01 en consideración al tamaño de muestra grande.

Análisis Factorial y consistencia interna

De forma inicial se realizó un análisis factorial exploratorio para identificar la estructura latente de los reactivos. Para ello se utilizó el método de extracción de ejes principales. La prueba de adecuación de la muestra Kaiser-Meyer-Olkin señaló un tamaño de muestra considerado como bueno (KMO=0.83), y la prueba de esfericidad de Bartlet señala la existencia de factores subyacentes debido a que se rechaza la hipótesis nula de que la matriz de correlaciones es la matriz de identidad (χ²=56,544.8; gl=45; p<.001). Los factores se extrajeron a partir de una rotación ortogonal (varimax) y se conservaron aquellos factores que cumplieran el criterio de tener un autovalor mayor a uno. Finalmente se seleccionaron los reactivos con una carga factorial mayor a .40.

Los resultados señalan una estructura de dos dimensiones que explican el 44% de la varianza (Tabla 1). El primer factor se compone por los reactivos 1, 2, 6, 8 y 9, y corresponde a conductas propias de la victimización entre pares en los ambientes escolares. Por su parte, el segundo factor, compuesto por los reactivos 4, 5, 7 y 10 corresponde a delitos que pueden ocurrir en los centros escolares. Los análisis de consistencia interna señalan que el primer factor tiene una confiabilidad de α=.86; mientras que el segundo tiene un α=.65.

Puntos de Corte para el Diagnóstico por sexo y nivel educativo

En vista de que el propósito del presente estudio es validar los reactivos para realizar un diagnóstico breve de la victimización por pares en el contexto escolar, solo se consideró el primer factor del análisis factorial para la conformación de la escala final (Ver Apéndice 1). Este factor, además de ser consistente de manera teórica con las formas de expresión de la victimización entre iguales en las escuelas (^{Björkqvist, Lagerspetz, y Kaukiainen, 1992}; ^{Rivers y Smith, 1994}), tuvo una apropiada consistencia interna. Se consideró la sumatoria simple de las conductas que los participantes mencionan haber experimentado en los últimos seis meses como la puntuación a describir; esto debido a que es la forma más rápida y sencilla de realizar el cómputo para un diagnóstico breve. Los resultados descriptivos pueden apreciarse en la Tabla 2, donde se reportan las frecuencias relativas por cada cantidad. De igual forma, se reportan la cantidad de conductas en las cuales se alcanza el percentil 95, considerado como un punto de corte significativo en la población para realizar un diagnóstico de presencia de victimización por pares. Tal como se puede apreciar, es evidente el efecto del nivel educativo y el sexo en la expresión de la victimización. En el contexto como la secundaria para ambos sexos, así como en la preparatoria para los hombres, es más común este tipo de conducta, por lo que un punto de corte de dos conductas o más en seis meses (Total ≥ 2) puede ser considerado como significativo y necesario de atenderse. Por su parte, en niveles educativos como educación superior para ambos sexos o la preparatoria para las mujeres, el punto de corte significativo disminuye a una conducta o más en los últimos seis meses (Total ≥ 1).

A partir de los puntos de corte, también se exploraron las características de las víctimas y no víctimas por medio de tablas de contingencia y comparaciones de grupos (Ver Tabla 3). Tal como se aprecia, si bien no existen diferencias en cuanto a la edad, tipo de escuela u ocupación; si lo existe en cuanto al nivel educativo y el sexo. Sin embargo, estás diferencias son las esperadas según las investigaciones previas, además de que la escala fue construida para tomar en consideración estas diferencias.

Evaluación de la validez de constructo

Para evaluar la validez de constructo de la escala final se analizó la asociación que existe entre el diagnóstico brindado por el instrumento y otras variables que las investigaciones y teoría han señalado que se asocian con la victimización por pares en el contexto escolar (^{Shetgiri, Espelage, y Carroll, 2015}), tales como aspectos de salud mental y somáticos (^{Albores-Gallo, Sauceda-García, Ruiz-Velasco, y Roque-Santiago, 2011b}; ^{Gini y Pozzoli, 2009}) y su efecto el ajuste escolar (^{You et al., 2008}).

De forma inicial se realizó un análisis de asociación entre el diagnóstico de victimización, la presencia de trastornos del dormir y la presencia de ánimo deprimido mediante un modelo loglineal. Los resultados del modelo señalan que las interacciones dobles fueron significativas (χ²= 1,278.37; gl=3; p<.001); al igual que la triple interacción entre las variables (χ²=4.44; gl=1; p=.001).

En la Tabla 4 se puede apreciar que prácticamente todas las relaciones entre variables fueron significativas; y las estimaciones de los parámetros señalan una relación directa. En resumen, existe una relación entre la victimización diagnosticada por los puntos de corte del instrumento y un estado de ánimo deprimido; ya que el 14% de las no víctimas presento un estado de ánimo deprimido, en comparación de un 31.8% de las víctimas identificadas. También se encontró una relación significativa entre la victimización y los trastornos del dormir, pues los descriptivos señalan que un 40.1% de las víctimas presentan problemas para dormir, en comparación con solo un 27% de las no víctimas. Finalmente, también fue significativa la triple interacción entre la victimización y la presencia de estado de ánimo deprimido y trastornos del dormir, ya que un 18.11% de las víctimas presento ambos problemas, en comparación de un 7.46% de las no víctimas.

Finalmente, también se contrastó el impacto en el área educativa de los participantes al comparar la satisfacción con la escuela y con el desempeño escolar en los grupos obtenidos a partir de los puntos de corte. Los resultados señalan que existen diferencias estadísticamente significativas entre víctimas y no víctimas tanto en la satisfacción con la escuela (z = -13.15; p<.001), como con su desempeño escolar (z = -8.93; p<.001); siendo las víctimas las que mayor insatisfacción reportaban.