Datos sociodemográficos. La información sociodemográfica incluida fue nacionalidad, edad, nivel de estudios (1 = sin estudios, 2 = primarios, 3 = secundarios y 4 = universitarios) y nivel socioeconómico (en rangos desde 1 = menos de 1.800 euros hasta 12 = más de 120.000 euros).

Escala de Percepción de Gravedad de la Violencia contra la Pareja (Gracia et al., 2008, 2011; Gracia, García et al. 2009). En esta escala, los participantes debían puntuar en un rango de 1 a 10 la gravedad de 8 situaciones hipotéticas de violencia contra la mujer (e.g., “una mujer es golpeada frecuentemente por su pareja, causándole a veces pequeñas lesiones y hematomas, aunque no quiere denunciar los hechos”). A mayor puntuación, mayor percepción de gravedad. El alfa de Cronbach en tiempo 1 fue de .851 y en tiempo 2 fue de .879. Culpabilización de la víctima (Gracia y Herrero, 2006; Gracia et al., 2010). Ante la afirmación “una causa de la violencia de pareja contra la mujer es la conducta provocativa de la mujer”, los participantes tenían que mostrar su grado de acuerdo en una escala Likert de 5 puntos de respuesta que iba de 1 (muy en desacuerdo) a 5 (muy de acuerdo). A mayor puntuación, mayor culpabilización de la víctima.

Aceptabilidad de la violencia (Gracia y Herrero, 2006). Ante la afirmación “la violencia contra la pareja es” debían mostrar su nivel de aceptación según la siguiente escala tipo Likert: 1 = inaceptable en todas las circunstancias y siempre punible, 2 = inaceptable en todas las circunstancias y no siempre punible, 3 = aceptable en algunas de las circunstancias y 4 = aceptable en todas las circunstancias. A mayor puntuación, mayor aceptabilidad de la violencia.

Inventario de Sexismo Ambivalente (ASI;Glick y Fiske, 1996; adaptación española de Expósito, Moya y Glick, 1998). Consta de 22 ítems con una escala de respuesta tipo Likert que va de 0 (totalmente en desacuerdo) a 5 (totalmente de acuerdo). Esta escala mide el sexismo ambivalente en dos factores: sexismo hostil y sexismo benevolente. El primero se relaciona con una actitud de prejuicio y discriminación hacia la mujer basada en una supuesta inferioridad o diferencia de ellas como grupo (e.g., “en el fondo, las mujeres feministas pretenden que la mujer tenga más poder que el hombre”). El segundo factor se define como una actitud más positiva hacia las mujeres basada en la necesidad y dependencia de los hombres hacia ellas, lo que se demuestra en conductas prosociales y en la búsqueda de intimidad, limitando a las mujeres a ciertos roles (e.g., “el hombre está incompleto sin una mujer”). A mayor puntuación, mayor presencia de actitudes sexistas. El alfa de Cronbach para las escalas sexismo hostil y sexismo benevolente en tiempo 1 fue de .89 y .83 y en tiempo 2 fue de .93 y .80 respectivamente.

Intimate Partner Violence Responsibility Attibution Scale (IPVRAS; Lila, Oliver, Catalá-Miñana, Galiana et al., 2014). La escala consta de 12 ítems que evalúan dónde sitúan los hombres penados la culpa del hecho por el que han sido declarados culpables. Presenta tres dimensiones, compuestas de 4 ítems cada una, que corresponden a tres posibles fuentes de causalidad: (a) atribución de responsabilidad al sistema legal (e.g., “me encuentro aquí por una injusticia”), (b) atribución de responsabilidad a la víctima (e.g., “la conducta y la forma de tratarme de mi pareja son los principales responsables de que me encuentre en esta situación”) y (c) atribución de responsabilidad al contexto personal del maltratador (e.g., “la bebida o uso de otras drogas es la causa de que me encuentre en esta situación”). Los participantes deben puntuar el grado de acuerdo con las afirmaciones en una escala Likert de 1 a 5 (1 = totalmente en desacuerdo, 5 = totalmente de acuerdo). El alfa de Cronbach se situó entre .52 y .64 en tiempo 1 y entre .58 y .71 en tiempo 2.

Spousal Assault Risk Assessment Guide (SARA; Kropp y Hart, 2000; versión española de Andrés-Pueyo y López, 2005). Es un protocolo clínico actuarial de 20 ítems que evalúa los factores de riesgo de reincidencia en la violencia contra la pareja cumplimentado por personal del programa. El instrumento incorpora, además, dos ítems resumen que informan del riesgo de reincidencia general contra la pareja y contra otras personas. En ambos casos el evaluador señala si el riesgo es bajo, moderado o alto, puntuándolo en 0, 1 ó 2 respectivamente. A mayor puntuación, mayor riesgo de reincidencia. Para los análisis de este estudio se utiliza el resumen que corresponde a la valoración del riesgo contra la pareja.

En primer lugar, se comparó las características sociodemográficas de ambos grupos para detectar posibles diferencias. Para ello se realizaron análisis de varianza univariantes (ANOVA) con las variables edad, nivel de estudio y nivel de ingresos como variables dependientes. En segundo lugar, para evaluar si existían diferencias entre españoles y latinoamericanos en las variables de interés antes del comienzo de la intervención (tiempo 1), se realizaron comparaciones de medias en función de la variable grupo de nacionalidad (españoles vs. latinoamericanos) y cada una de las variables dependientes (gravedad percibida de la violencia contra la mujer en las relaciones de pareja, culpabilización de la víctima, aceptabilidad de la violencia hacia la pareja, sexismo benevolente, sexismo hostil, atribución de responsabilidad y riesgo de reincidencia de violencia contra la pareja) mediante análisis de varianza univariante (ANOVA). A continuación, se repitieron los mismos análisis de varianza incluyendo como covariantes las variables sociodemográficas edad, nivel de estudios y nivel socioeconómico con el fin de controlar sus efectos (ANCOVA). Por último, con el propósito de determinar si tanto españoles como inmigrantes latinoamericanos presentaban cambios después de la intervención (tiempo 2) en las variables evaluadas, se realizaron múltiples ANOVA de medidas repetidas. Se compararon las puntuaciones obtenidas en tiempo 1 y tiempo 2 para cada una de las variables dependientes (factores intra-sujetos), tratando la variable grupo de nacionalidad como factor entre-sujetos y las variables sociodemográficas que mostraron tener algún tipo de efecto en los ANCOVA de tiempo 1 como covariables. En los casos en los que las covariables no mostraron ser relevantes, fueron eliminadas del análisis. Para todos los análisis fueron calculados los tamaños del efecto.

En relación a las variables sociodemográficas, se encontraron diferencias significativas entre los grupos de españoles y latinoamericanos en las variables edad, nivel de estudios completados y nivel socioeconómico. Los participantes españoles tenían más edad, menor nivel de estudios y mayor nivel socioeconómico en comparación con los participantes inmigrantes latinoamericanos. El tamaño del efecto resultó ser moderado en el caso de la edad y el nivel de estudios y pequeño en el caso del nivel socioeconómico (ver tabla 1).

Los resultados de los ANOVA aplicados individualmente para las variables de interés en tiempo 1 se presentan en la tabla 2. En relación al primer objetivo, se encontraron diferencias significativas entre españoles y latinoamericanos en tres de las nueve variables dependientes (gravedad percibida de la violencia contra la mujer en las relaciones de pareja, culpabilización de la víctima y aceptabilidad de la violencia hacia la pareja). Concretamente, el grupo de latinoamericanos mostró menor percepción de gravedad percibida de la violencia contra la mujer en las relaciones de pareja, mayor puntuación en culpabilización de la víctima y mayor puntuación en aceptabilidad de la violencia en relación al grupo de españoles. El tamaño del efecto para estas diferencias fue pequeño en los tres casos .034 ≤ η2 ≤ .041. En ninguna de las otras variables dependientes se encontraron diferencias significativas entre españoles e inmigrantes latino-americanos en los ANOVA aplicados (ver tabla 2).

Al repetir los análisis introduciendo las variables sociodemográficas (edad, nivel de estudios y nivel socioeconómico) como variables control, los resultados se mantuvieron en la mayoría de los casos tanto en las variables en las que se obtuvieron diferencias estadísticamente significativas como las que no. En el caso de la variable sexismo benevolente, tras aplicar el ANCOVA se observaron diferencias estadísticamente significativas, F(1, 175) = 6.232, p < .05, η2 = .034, presentando el grupo de latinoamericanos mayores niveles de sexismo benevolente, con un tamaño del efecto pequeño (ver tabla 2). La covariable que resultó tener un efecto significativo en este modelo fue el nivel de estudios, con un tamaño del efecto moderado, F(1, 175) = 16.384, p < .05, η2 = .086. Este resultado indica que la variable sexismo benevolente está relacionada con el nivel de estudios y que al controlar su efecto pueden observarse diferencias entre españoles y latinoamericanos.

Finalmente, con respecto al segundo objetivo, se contrastaron todas las variables de interés en tiempo 1 y tiempo 2 entre españoles e inmigrantes latinoamericanos, comparando el cambio producido al finalizar la intervención. Tras revisar los ANOVA de medidas repetidas se encontró que en la mayoría de los casos el efecto principal fue significativo y en la dirección esperada. En la muestra general se observa al finalizar la intervención mayor puntuación en la percepción de gravedad de la violencia contra la pareja y menor puntuación en culpabilización de la víctima, sexismo benevolente y hostil, atribución de responsabilidad al sistema legal y a la víctima, así como en el riesgo de reincidencia de violencia contra la pareja. Las variables aceptabilidad de la violencia y atribución de responsabilidad al contexto personal no presentan cambios tras la intervención. Los tamaños del efecto para estas diferencias oscilaron entre pequeño y moderado. En cuanto a la interacción de cada variable dependiente con la variable inter-sujeto (nacionalidad), se observa que en ninguno de los casos es estadísticamente significativa (ver tabla 3). Esto nos indica que la diferencia encontrada en estas variables al finalizar la intervención es independiente del grupo de pertenencia (español vs. latinoamericano), de manera que la probabilidad de cambio es igual para los participantes de ambos grupos.

En el caso concreto de la variable sexismo benevolente, se repitió el ANOVA de medidas repetidas incluyendo como covariable el nivel de estudios debido a su influencia mostrada en los análisis previos. Los resultados no mostraron diferencias entre el ANOVA y el ANCOVA en este caso, por lo que se procedió a eliminar la covariable del análisis.

Son numerosos los estudios en los que se señalan tasas más elevadas de violencia contra la mujer en las relaciones de pareja entre inmigrantes latinoamericanos frente a las tasas presentadas por la población autóctona (Cho, Velez-Ortiz y Parra-Cardona, 2014; Gracia et al., 2010; Hancock y Siu, 2009; Parra-Cardona et al., 2013; Vaughn et al., 2014). En España, además, la presencia de un elevado porcentaje de inmigrantes latinoamericanos en los programas de intervención con maltratadores hace que sea de interés especial realizar estudios en los que se tenga en cuenta la pertenencia a este colectivo de inmigrantes (Carbajosa et al., 2011; Fernández-Montalvo et al., 2011). En esta línea, el objetivo de este estudio era doble. Por una parte, se pretendía comprobar si existían diferencias entre inmigrantes latinoamericanos y españoles condenados por violencia contra la mujer en las relaciones de pareja en relación a variables poco estudiadas con anterioridad, tales como las actitudes hacia la violencia, la atribución de responsabilidad, las creencias sexistas y el riesgo de reincidencia. En segundo lugar, se pretendía comprobar si existían diferencias en la eficacia de un programa de intervención con hombres condenados por violencia contra la mujer en las relaciones de pareja en función de la pertenencia al colectivo de inmigrantes latinoamericanos vs. autóctonos.

En relación al primer objetivo del estudio, los resultados de la comparación de las puntuaciones obtenidas al inicio de la intervención indican que los inmigrantes latinoamericanos, en comparación con los españoles, eran más jóvenes, tenían un nivel de estudios superior y un nivel socioeconómico más bajo (estas diferencias se controlaron en los análisis posteriores). Además, mantenían una percepción de la violencia contra la mujer en las relaciones de pareja como un hecho menos grave, culpabilizaban más a la víctima, mantenían una actitud de mayor aceptabilidad de la violencia y puntuaban más en sexismo benevolente. Por el contrario, no se encontraron diferencias significativas en sexismo hostil, en la atribución de responsabilidad o en el riesgo de reincidencia.

Con respecto a las variables sociodemográficas, es de destacar que el control de estas variables no afectó la relación entre pertenecer a uno de los grupos de nacionalidad y las percepciones, actitudes y creencias hacia la violencia contra la pareja. Estos resultados difieren de investigaciones en las que, al controlar las variables sociodemográficas, desaparecían o se reducían significativamente las diferencias entre latinoamericanos y autóctonos (Caetano, Ramisetty-Mikler y Harris, 2010; Caetano, Schafer, Clark, Cunradi y Raspberry, 2000; Cho, 2012; Field y Caetano, 2004; Lauritsen y White, 2001; Sokoloff y Dutton, 2005). Una posible explicación de esto es que la mayoría de los estudios han sido realizados en Estados Unidos, con muestras de población inmigrante o minorías étnicas en general, no con muestras de agresores que están cumpliendo una condena por violencia contra la mujer en las relaciones de pareja y que, seguramente, mantienen estas actitudes de una forma más acentuada que la población general. No obstante, habría que profundizar más en el porqué de estos resultados en futuras investigaciones.

Las diferencias encontradas en este trabajo entre latinoamericanos y españoles en las percepciones y actitudes hacia la violencia contra la mujer van en la misma línea que los de algunas investigaciones previas realizadas en nuestro país. Por una parte, en estudios realizados con población general se ha comprobado que los inmigrantes latinoamericanos presentaban mayores niveles de culpabilización a la víctima y mayor aceptabilidad de la violencia (Gracia et al., 2009; Gracia et al., 2010; Klevens, 2007). En relación a la percepción de gravedad, estudios anteriores han mostrado que mayores niveles de percepción de gravedad de la violencia contra la pareja se asocian a un mayor sentido de responsabilidad personal ante situaciones de violencia y ante la denuncia de la misma (Gracia et al., 2011; Gracia et al., 2008; Gracia, García et al., 2009). Igualmente, el sexismo benevolente se ha relacionado con mayor aceptabilidad de la violencia contra la pareja (Lila, Gracia et al., 2010; Lila et al., 2013). Al igual que los trabajos previos, los resultados de este estudio muestran que, en comparación con los participantes españoles, hay entre los inmigrantes latinoamericanos un “clima social” más favorable hacia la violencia de pareja. Este clima social de aceptabilidad puede representarse en términos de una mayor tolerancia hacia la violencia, de una mayor tendencia a culpabilizar a las mujeres víctimas y de una menor percepción de gravedad de los casos de violencia contra la mujer en las relaciones de pareja. Estos resultados podrían contribuir a explicar las mayores tasas de violencia de pareja entre la población latinoamericana en España y apoyan la idea de que las tasas de violencia en la pareja íntima están relacionadas con el clima social de aceptabilidad y tolerancia (Fagan, 1989; Gelles, 1983; Gracia y Herrero, 2006; Klein, Campbell, Soler y Ghez, 1997).

En relación al segundo objetivo de este estudio se encontró que, a pesar de las diferencias al inicio de la intervención entre agresores latinoamericanos y españoles, ambos grupos presentaron cambios positivos en la mayoría de las variables evaluadas al finalizar la intervención. La muestra general presenta un incremento en la percepción de gravedad de la violencia contra la pareja y una disminución en variables que legitiman la violencia tales como la culpabilización a la víctima y el sexismo (hostil y benevolente). Además, se redujo la atribución de responsabilidad al sistema legal y a la víctima y el riesgo de reincidencia de violencia contra la pareja. Únicamente las variables aceptabilidad de la violencia y atribución de responsabilidad al contexto personal no presentan cambios tras la intervención.

Estos resultados indican que el programa es igualmente efectivo en relación a las percepciones, actitudes, creencias y riesgo de reincidencia para ambos grupos de agresores, confirmando los resultados obtenidos en investigaciones realizadas con anterioridad, tanto en España como en Estados Unidos, en las que no se han encontrado diferencias en la efectividad de la intervención entre grupos culturalmente heterogéneos (Buttell y Carney, 2005; Buttell y Carney, 2006; Buttell y Pike, 2003; Echauri et al., 2013; Gondolf, 2012). Estos resultados, al igual que estudios previos, no avalan la necesidad de realizar adaptaciones culturales de los programas o la necesidad de distribuir los grupos de intervención en función de la procedencia de los participantes, con objeto de lograr un cambio en las actitudes y creencias vinculadas con la violencia en las relaciones de pareja (Gondolf, 2004a, 2008; Parra-Cardona et al., 2013; Rothman et al., 2007). Es posible que estrategias como contar con profesionales y con un aparato judicial en el que están involucrados jueces, servicios sociales, terapeutas, etc. culturalmente sensibles y formados en multiculturalidad sean suficientes para enfrentar la heterogeneidad de los grupos en términos culturales (Gondolf, 2012; Murphy y Ting, 2010).

Este estudio presenta algunas limitaciones a tener en cuenta. A pesar de que la muestra era numerosa y fue posible realizar las comparaciones entre ambos grupos, sería recomendable para futuras investigaciones contar con muestras equivalentes de inmigrantes latinoamericanos y españoles. Además, hay que señalar que bajo la denominación “latinoamericano” se han agrupado agresores provenientes de países muy diversos y con diferencias entre ellos que en este estudio no son tenidas en cuenta (para un análisis diferencial entre colectivos de agresores latinoamericanos residentes en Estados Unidos ver Vaughn et al., 2014). Por otra parte, los resultados no pueden generalizarse a todos los hombres penados por violencia contra la mujer. La muestra está compuesta únicamente por hombres a los que se les suspendió la condena, es decir, tenían una pena menor de dos años de prisión. Pudiera ser que los resultados fueran diferentes para hombres que aun siendo violentos con sus parejas no han llegado a estar condenados o para aquellos que han sido condenados a penas de cárcel superiores a dos años y que, por lo tanto, han cometido un delito de mayor gravedad. Por último, aunque no se han observado diferencias en los resultados producidos por la intervención entre los participantes españoles y latinoamericanos, sería interesante comparar los efectos de una intervención estándar como la utilizada en esta investigación con los efectos de una intervención adaptada culturalmente. Hasta donde sabemos, en España aún no se ha realizado ninguna adaptación cultural de los programas de intervención con hombres condenados por violencia contra la mujer en las relaciones de pareja.

Para finalizar, hay que subrayar que este estudio ha permitido, en primer lugar, conocer algunas diferencias importantes en las actitudes, atribuciones y percepciones de hombres latinoamericanos y autóctonos condenados por violencia contra la mujer en las relaciones de pareja. Este conocimiento puede facilitar y mejorar la labor de los profesionales en este ámbito. En segundo lugar, se ha encontrado que el efecto de la intervención ha sido similar para los dos grupos analizados pudiendo afirmarse, por lo tanto, que la intervención estándar es válida para el colectivo de inmigrantes latinoamericanos, al menos en lo que se refiere a las variables incluidas en este estudio.

Las autoras de este artículo declaran que no tienen ningún conflicto de intereses.