AMMSA-21: a revised version of the Acceptance of Modern Myths About Sexual Aggression Scale in English, German, Polish and Spanish (AMMSA-21: una versión revisada de la escala Aceptación de Mitos Modernos sobre la Agresión Sexual en inglés, alemán, polaco y español)

ABSTRACT

The authors present a revised version of the Acceptance of Modern Myths About Sexual Aggression scale (AMMSA-21) in four languages (English, German, Polish and Spanish) and examine its reliability and validity (total N = 1,459). AMMSA-21 addresses themes emerging in recent public discourse (e.g., beliefs about false accusations) and contents similar to the original scale (e.g., antagonism towards victims’ demands); with 21 items, it is 30% shorter than the original. Factor analyses suggested that AMMSA-21 may be treated as a unidimensional construct. Across the four language versions, AMMSA-21 showed high internal consistency and criterion validity (positive correlations with hostile and benevolent sexism, social dominance orientation, right-wing authoritarianism); its scores were unrelated to socially desirable responding. Also, AMMSA-21 predicted judgements of victim-blaming and rape proclivity in relation to acquaintance-rape scenarios. Mean differences across language versions (Spanish < English = German < Polish) are discussed in terms of cultural influences. In sum, AMMSA-21 represents a reliable, valid and economical measure of contemporary sexual aggression myths.

RESUMEN

Los autores presentan una versión revisada de la escala Aceptación de Mitos Modernos sobre la Agresión Sexual (AMMSA-21), en cuatro idiomas (inglés, alemán, polaco, y español) y analizan su fiabilidad y validez (total N = 1,459). AMMSA-21 aborda temas que emergen en el discurso público reciente (por ejemplo, creencias sobre acusaciones falsas) y contenidos similares a los de la escala original (por ejemplo, antagonismo hacia las demandas de la víctima); con 21 ítems, es un 30% más corta que la escala original. Los análisis factoriales sugirieron que AMMSA-21 puede ser tratada como un constructo unidimensional. En las cuatro versiones idiomáticas, AMMSA-21 mostró una alta consistencia interna y validez de criterio (correlaciones positivas con sexismo hostil y benevolente, orientación a la dominancia social, autoritarismo de derechas); sus puntuaciones no se relacionaron con la deseabilidad. Además, AMMSA-21 predijo opiniones asociadas con culpar a la víctima y proclividad hacia la violación por parte de un conocido. Las diferencias medias entre las versiones en los diferentes idiomas (español < inglés = alemán < polaco) se discuten en términos de influencias culturales. En resumen, AMMSA-21 representa una medida fiable, válida y económica sobre los mitos contemporáneos acerca de las agresiones sexuales.

KEYWORDS:

• attitudes
• rape myths
• scale construction
• sexual aggression myths
• sexual violence

PALABRAS CLAVE:

• actitudes
• mitos sobre la violación
• construcción de escala
• mitos sobre la agresión sexual
• violencia sexual

Acknowledgements / Agradecimientos

The reported research was funded by the Spanish Ministry of Science and Innovation (MCIN) under Grant I+D+i PID2019-104239GB-I00/SRA (State Research Agency AEI/10.13039/501100011033) and FEDER/Andalusian Government-Department of Economy and Knowledge/Project B-SEJ-135-UGR18. Thanks are due to Heike Gerger and Hanna Kley, who served as expert interviewees in the process of item generation, as well as to Paul J. Easterbrook, Bettina Frese, and Laura Saldarriaga Santa for their valuable help with translating and back-translating the item pool for AMMSA-21. / La investigación de este trabajo ha sido financiada por los proyectos I+D+i PID2019-104239GB-I00/SRA concedido por el Ministerio de Ciencia 1135e Innovación (MCIN) de España (Agencia Estatal de Investigación AEI/10.13039/501100011033) y FEDER/Junta de Andalucía-Consejería de Economía y Conocimiento/Proyecto B-SEJ-135-UGR18. Nuestro agradecimiento a Heike Gerger y Hanna Kley, que actuaron como expertas entrevistadoras en el proceso de creación de los ítems, y también a Paul J. Easterbrook, Bettina Frese, y Laura Saldarriaga Santa por su valiosa ayuda con la traducción y retrotraducción del conjunto de los ítems para AMMSA-21.

Disclosure statement / Conflicto de intereses

No potential conflict of interest was reported by the authors. / Los autores no han referido ningún potencial conflicto de interés en relación con este artículo.

Notes

1. We did not see a cogent argument for any particular number of items to be determined either a priori or based on the data. Therefore, we opted for matching the scale’s item number with the year of its creation.

2. The number of participants dropped from 617 initial participants to 451 final participants in the Polish sample, from 347 to 303 in the German sample, from 369 to 359 in the English sample and from 438 to 346 in the Spanish sample. These differences in drop-out rates may be explained by slight variations in procedures: in the Polish-language survey, it was not possible to skip items, which may have caused more participants to leave prematurely, whereas in the English-language survey, most participants were recruited via an online service provider, which typically results in high completion rates.

3. English-language participants received £1.70 (if recruited via Prolific) or could win one of five vouchers worth £20 or $25. German-language participants could select a charity that would receive a €1 donation and win a voucher worth €50. Polish-language participants received no reward. Spanish-language participants received partial course credit or could win one of two vouchers worth €50.

4. The first two factors were highly similar across language samples. Factor 1 showed high loadings of items from the content categories prevalence of false accusations and beliefs that women lie out of selfish motives; Factor 2 combined high loadings of items from the categories blaming the woman and stereotypes about women’s behaviour. Factor 3 was somewhat less consistent but always featured three high-loading items from the category antagonism towards victims’ demands and lack of support for anti-violence policies. In the English version, the additional Factor 4 contained mainly items from the categories stereotypes about the perpetrator and stereotypes about rape; in the other language versions, these contents were spread across the first three factors without a consistent pattern.

5. These differences between language versions persisted in an analysis of covariance using gender, education and age group as covariates, F(3, 1395) = 194.19, p < .001, eta² = .29. Covariate-adjusted means for the English, German, Polish and Spanish samples were 2.92, 2.94, 3.88 and 2.21, respectively.

6. We considered the skewness of a distribution as different from zero if the ratio of skewness over its standard error exceeded a value of ± 1.96 (hence, a significant z value).

7. These z-tests of differences between correlated correlation coefficients (see Meng et al., 1992) took into account the intercorrelations of HS and BS, which were similar, positive and significant across language versions (English: .54; German: .63; Polish: .66; Spanish: .63).

8. Among the articles that reported using some version of the original AMMSA, 21 used an English version, 22 a German version and 13 a Spanish version. A bibliography of papers using the AMMSA scale may be obtained from the first author.

9. The GEI’s theoretical range is from 0 to 100, with 100 denoting complete gender equality. The country scoring highest within the EU is Sweden (83.8); the country scoring lowest is Greece (52.2).

^1. No encontramos ningún argumento convincente para determinar un número particular de ítems, ni a priori ni basándonos en los datos. Por tanto, optamos por hacer concordar el número de ítems de la escala con el año de su creación.

^2. El número de participantes se redujo de los 617 iniciales a los 451 finales en la muestra polaca; de 347 a 303 en la muestra alemana; de 369 a 359 en la muestra inglesa; y de 438 a 346 en la muestra española. Estas diferencias en las tasas de retirada pueden explicarse por las ligeras variaciones de los procedimientos: en el cuestionario redactado en polaco no fue posible omitir ítems que podrían haber causado que una mayor cantidad de participantes abandonaran el cuestionario prematuramente; en el cuestionario inglés, la mayoría de los participantes fueron reclutados a través de un proveedor de servicios online, lo que normalmente resulta en altas tasas de finalización.

^3. Los participantes angloparlantes recibieron £1.70 (si habían sido reclutados a través de Prolific) o podían ganar uno de cinco vales de £20 o $25. Los participantes germanoparlantes pudieron elegir una organización benéfica que recibiría una donación de €1 y ganar un vale de €50. Los participantes cuya lengua materna era el polaco, no recibieron ninguna compensación. Los hispanoparlantes recibieron compensación académica, o podían ganar uno de dos vales de €50.

^4. Los primeros dos factores fueron altamente similares en todas la muestras de idiomas. El Factor 1 mostró altas cargas de ítems en las categorías de contenidos prevalencia de acusaciones falsas y creencias de que las mujeres mienten por motivos egoístas; el Factor 2 combinó altas cargas de ítems de las categorías culpar a la mujer y estereotipos sobre la conducta de las mujeres. El Factor 3 fue un poco menos consistente, pero siempre incluyó tres ítems de carga alta de la categoría antagonismo hacia las demandas de las víctimas y falta de apoyo a las políticas antiviolencia. En la versión inglesa, el Factor 4 adicional contenía principalmente ítems de las categorías estereotipos sobre el perpetrador y estereotipos sobre la violación; en las otras versiones de idiomas estos contenidos se distribuyeron entre los primeros tres factores sin un patrón consistente.

^5. Estas diferencias entre las versiones de los diferentes idiomas persistieron en un análisis de covarianza utilizando como covariables el género, la educación, y la edad F(3, 1395) = 194.19, p < .001, eta² = .29. Las medias ajustadas a las covariables para las muestras inglesa, alemana, polaca y española fueron 2.92, 2.94, 3.88, y 2.21, respectivamente.

^6. Consideramos la asimetría de una distribución como diferente de cero si la proporción de desviación sobre su error estándar excedía un valor de ± 1.96 (por tanto, un valor z significativo).

^7. Estas pruebas z de las diferencias entre coeficientes de correlación correlacionados (ver Meng et al., 1992) tuvieron en cuenta las intercorrelaciones del SH y el SB, que fueron similares, positivas y significativas en todas las versiones (inglesa: .54; alemana: .63; polaca: .66; española: .63).

^8. De los artículos que comunicaron la utilización de alguna versión de la escala AMMSA original, 21 utilizaron una versión inglesa, 22 una versión alemana, y 13 una versión española. El primer autor puede proporcionar una bibliografía de artículos que utilizan la escala AMMSA.

^9. El rango teórico del GEI es de 0 a 100, donde 100 indica igualdad de género completa. El país con puntuaciones más altas en la UE es Suecia (83.8), y el que tiene puntuaciones más bajas es Grecia (52.2).