La relación entre coraje moral y defensa de la víctima requiere tener en cuenta las diferentes formas de apoyo a la víctima, que pueden ser directas e indirectas, dado que los riesgos sociales asumidos son diferentes y pueden condicionar el tipo de respuesta de defensa que los escolares adopten. El coraje moral se identifica como un tipo de acción moral deliberada en la que la persona reconoce la necesidad de actuar ante una injusticia, aunque sea consciente de los riesgos personales o sociales asociados (Dungan et al., 2019). Se diferencia de otras formas de coraje, como el físico o el psicológico, en que implica actuar en defensa de valores éticos o principios morales, a pesar del riesgo de sufrir consecuencias negativas, como el rechazo social o la sanción grupal (Osswald et al., 2010). Mientras que el coraje físico se asocia a la superación del miedo ante el peligro físico, y el coraje psicológico al afrontamiento de desafíos internos como la ansiedad o el trauma, el coraje moral se activa ante la percepción de injusticias que vulneran el bienestar de otros y demanda una respuesta moral que, aunque costosa, está basada en la ética del cuidado (Dungan et al., 2019).

Estudios previos han identificado que la defensa de las víctimas de acoso escolar requiere de la activación del coraje moral precisamente por el carácter visible y confrontativo de este tipo de comportamiento prosocial, que conlleva que sus costes sociales tengan un alto impacto personal (Pouwels et al., 2019). No obstante, estos estudios identifican la defensa como un comportamiento de enfrentamiento directo con el agresor, obviando la multidimensionalidad del constructo a través de formas directas e indirectas (Lambe et al., 2017; Wang et al., 2023). Las formas directas de defensa abarcan desde respuestas asertivas y centradas en la solución, que buscan intervenir de manera constructiva en la situación de acoso, hasta manifestaciones de defensa agresiva, caracterizadas por un enfrentamiento impulsivo y reactivo hacia el agresor (Lambe y Craig, 2020). Las estrategias indirectas de defensa implican la búsqueda de ayuda en figuras de autoridad o el brindar apoyo emocional a la víctima, destacando por su potencial para mitigar el impacto del acoso sin implicar una confrontación explícita con el agresor (Laninga-Wijnen et al., 2023), lo cual permite reforzar la percepción de apoyo colectivo en las víctimas, fomentando su resiliencia y bienestar (Wu, 2019).

Los estudios sugieren que las diferentes formas de defensa de las víctimas -directas e indirectas, prosociales y agresivas- conllevan distintos costes sociales. La defensa directa es inherentemente más arriesgada que la defensa indirecta, ya que el agresor suele poseer un mayor poder y dominio social, lo que coloca a los defensores bajo una presión mayor (Reijntjes et al., 2016). En un reciente metaanálisis se observa que la defensa directa se asocia más positivamente con el riesgo de victimización, y concretamente la defensa agresiva, precisamente por su naturaleza combativa y desafiante, que aumenta el riesgo de represalias (Tian et al., 2025). No obstante, los comportamientos de defensa indirecta no están exentos de costes sociales, ya que intervenir, incluso de forma indirecta, puede también influir en la aceptación social y el estatus dentro del grupo (Pronk et al., 2020). La literatura sugiere que las personas sopesan estos costes al decidir si intervenir o no y en qué modo hacerlo, siendo que el coraje moral tiende a activarse más cuando los costes de actuar son elevados, ya que enfrentar esas consecuencias requiere una mayor determinación (Osswald et al., 2010). Es por ello que el coraje moral puede influir tanto en la defensa directa como en la indirecta, aunque de manera diferenciada. En el caso de la defensa directa, el coraje moral puede reforzar la disposición a enfrentar represalias y presión social, permitiendo una intervención abierta y decidida en favor de la víctima. En contraste, en la defensa indirecta, el coraje moral activa estrategias menos visibles, como la búsqueda de apoyo en figuras de autoridad o el consuelo a la víctima, lo que permite reducir la exposición a riesgos personales sin renunciar a la oposición a la injusticia (Pronk et al., 2019).

Aunque existen algunos estudios longitudinales, como los de Bronstein et al. (2007) y Nocentini et al. (2020), que han comenzado a explorar cómo se inician y desarrollan estas decisiones a la hora de intervenir ante las situaciones de acoso escolar, la mayoría de los estudios previos se han realizado con diseños transversales (Barhight y Hubbard, 2013; Kollerová et al., 2014), lo que subraya la necesidad de abordar la asociación temporal entre el coraje moral y los diferentes tipos de defensa hacia la víctima.

El desarrollo del coraje moral y las conductas de defensa pueden variar con la edad y el género, lo que es coherente con la evolución de la agresividad y concretamente el acoso escolar. Durante la etapa de Educación Primaria (aproximadamente de los 6 a los 12 años), se observa un progreso inicial en la internalización de principios de justicia y equidad, lo que fomenta una mayor disposición a intervenir frente a situaciones de injusticia (Malti et al., 2020). Sin embargo, este desarrollo es incipiente, y el alumnado suele verse influenciado por factores como la inseguridad y la búsqueda de aceptación social, que limitan la manifestación activa de su coraje moral en forma de conductas defensivas (Pury et al., 2014). En esta etapa, las intervenciones suelen ser más esporádicas y están marcadas por un temor al rechazo o a cometer errores en sus juicios morales (Shaw et al., 2014). En la etapa de Educación Secundaria (aproximadamente de los 12 a los 16 años), los y las adolescentes desarrollan una mayor capacidad de reflexión moral y autonomía en la toma de decisiones. Estas habilidades les permiten enfrentarse a dilemas morales más complejos y evaluar los riesgos asociados a sus acciones con mayor profundidad (Gingo, 2017). Sin embargo, la presión de grupo y la necesidad de aceptación ejercen una mayor influencia, particularmente en contextos donde intervenir puede poner en riesgo su estatus social o generar conflictos interpersonales (Eisenberg et al., 2015).

En cuanto al género, las diferencias evolutivas y los procesos de socialización son importantes en la expresión del coraje moral. Las chicas, caracterizadas por mayores niveles de empatía, cuidado y cooperación, tienden a mostrar una mayor inclinación hacia la defensa, especialmente en formas indirectas como el apoyo emocional a la víctima o la búsqueda de ayuda de adultos (Bondü et al., 2016). En el caso de los chicos, que presentan una mayor predisposición biológica a la agresión y la confrontación en el conflicto (Archer, 2004; Björkqvist, 2018), además de estar inmersos en un proceso de socialización que refuerza valores de competitividad, independencia y resiliencia, se observa una tendencia a inhibir conductas prosociales que puedan percibirse como contrarias a las normas tradicionales de masculinidad (Rudman y Glick, 2008). Sin embargo, en situaciones donde las demandas morales son particularmente evidentes o donde el contexto favorece intervenciones colectivas, chicos y chicas pueden desafiar estas normas y asumir comportamientos defensivos en sus diferentes formas (Rogers et al., 2017).

La muestra inicial del estudio ha incluido a 3784 estudiantes, con edades comprendidas entre los 10 y los 17 años, que cursan 5° y 6° de Educación Primaria y 1° a 3° de Educación Secundaria Obligatoria (48% chicas, Medad=12.6, DT=1.5, 48% centros de Educación Primaria y 52% de Educación Secundaria) en la provincia de Córdoba. Este estudio longitudinal se lleva a cabo en dos oleadas a lo largo de 12 meses. La primera oleada se realiza en mayo de 2022 (T1) y recluta a un total de 2928 estudiantes. La segunda se lleva a cabo en mayo de 2023 (T2) con la participación de 3059 escolares. Para los análisis del presente estudio, se ha seleccionado una submuestra específica formada por el 18% de los participantes en T2 que han afirmado haber presenciado situaciones de acoso escolar en los últimos meses. Esta submuestra final incluye a 540 estudiantes (53.2% chicas; 53.9% Educación Secundaria). La pérdida de participantes ha sido causada por un cambio de escuela o por ausencia durante la recogida de datos. Para evaluar el impacto sobre los datos perdidos en la muestra longitudinal analítica respecto a la muestra total, se ha realizado una regresión logística. Los resultados han indicado que los estudiantes que han participado en ambas oleadas no han diferido significativamente de aquellos que han participado en solo una oleada en relación con las variables del estudio (ps> .05).

La Escala de Coraje Moral ha sido diseñada específicamente para esta investigación con el fin de evaluar el grado en que los estudiantes, tras reconocer una situación injusta, intentan intervenir para defender a la víctima. Esta escala mide la disposición de los participantes a actuar en situaciones de defensa, considerando los costes sociales (por ejemplo, “Defendería a una víctima de acoso, aunque sepa que ello no me beneficia”), la relación con la víctima (por ejemplo, “Defendería a alguien de quien se burlan, hablan o tratan injustamente, incluso si es solo un conocido”), y la transgresión de las normas sociales (por ejemplo, “Defendería a la víctima en una situación de acoso, aunque la mayoría no lo vea bien”). La escala consta de 6 ítems, respondidos en una escala Likert de cinco puntos (1=Totalmente en desacuerdo, 5=Totalmente de acuerdo). La consistencia interna ha sido adecuada en la presente muestra (α=.82, ω=.79, ρc=.83). El análisis factorial confirmatorio ha mostrado buenas propiedades psicométricas: χ2=185.334, gl=9, p <.001; CFI=.983, TLI=.972, RMSEA=.098, 90% CI [0.086, 0.110] y SRMR=.027.

Se ha utilizado la Escala de Comportamientos de Defensa (DBS) (Lambe y Craig, 2020) para medir las conductas de defensa de los escolares. La escala original ha sido traducida al español y luego traducida de nuevo al inglés siguiendo el procedimiento establecido de retrotraducción (Brislin, 1986) (ver apéndice con los ítems traducidos). Antes de completar esta escala, los participantes han respondido una pregunta preliminar sobre la frecuencia con la que han sido testigos de situaciones de victimización, desde 0=No he sido testigo de victimización entre iguales en los últimos dos meses y 4=Varias veces por semana (Lambe y Craig, 2020). Solo aquellos participantes que han afirmado haber sido testigos de acoso escolar en los últimos meses (puntuación mayor que 0) han completado la escala de conductas de defensa. El instrumento consta de 18 ítems que evalúan cuatro subtipos de defensa: consolar a la víctima (cinco ítems), informar a la autoridad (cuatro ítems), centrada en la solución (cuatro ítems) y agresiva (cinco ítems). Los escolares informaron del grado de acuerdo con el que han realizado cada tipo de comportamiento de defensa utilizando una escala Likert de cinco puntos (1=Totalmente en desacuerdo, 5=Totalmente de acuerdo). En el presente estudio, los factores de la escala original han mostrado buenos índices de consistencia interna: consolar (α=.81, ω=.82, ρc=.86), informar a la autoridad (α=.78, ω=.84, ρc=.85), centrada en la solución (α=.82, ω=.83, ρc=.81) y agresiva (α=.79, ω=.80, ρc=.80). La varianza media extractada de las subescalas (AVE=.46 - .58) excedía la correlación cuadrada entre factores (ϕ2=.13 - .45). El análisis factorial confirmatorio ha mostrado buenas propiedades psicométricas de la estructura de cuatro factores: χ2=570.734, gl=129, p <.001; CFI=.936, TLI=.924, RMSEA=.102, 90% CI [0.094, 0.111] y SRMR=.070.

El estudio ha sido aprobado por el Comité de Bioética y Bioseguridad de la Universidad de Córdoba (España). La selección de centros y participantes se ha realizado mediante un muestreo no probabilístico por conveniencia, basado en la accesibilidad de los centros colaboradores. La recogida de datos se ha llevado a cabo en los centros educativos en horario escolar, a los cuales se les ha informado detalladamente sobre la finalidad del proyecto. Tras obtener la aceptación del equipo directivo de cada centro, se ha procedido a obtener el consentimiento informado de los responsables legales de los estudiantes (69 participantes no han sido autorizados a participar en el estudio por sus familias; 2%). Los cuestionarios han sido administrados por psicólogos y educadores formados, con experiencia en investigación. Se ha hecho especial hincapié en la naturaleza voluntaria y confidencial de la recogida de datos. Antes de la aplicación, se ha explicado al alumnado de forma clara y estandarizada el concepto de acoso escolar, incluyendo sus características esenciales (repetición, intencionalidad y asimetría de poder), diferenciándolo de otros tipos de violencia esporádica o conflictos interpersonales. Solo se han incluido en los análisis los participantes que han indicado haber presenciado situaciones que se ajustan a esta definición.

El género (1=chico, 2=chica) y la edad, para la que se ha utilizado el indicador “etapa educativa” (1=Educación Primaria, 2=Educación Secundaria) se han recopilado como información sociodemográfica para analizar posibles diferencias en las variables basadas en estas características. Se ha optado por utilizar el término género, en lugar de sexo, dado que la información es proporcionada directamente por el alumnado en función de su identidad de género. Aunque se ha ofrecido una tercera opción (3=Otro), esta categoría fue excluida de los análisis debido a su escasa representación, lo que impedía un tratamiento estadístico adecuado. La etapa educativa ha sido seleccionada como indicador en lugar de la edad, dado que esta variable clasifica de manera más precisa las diferencias estructurales y contextuales que caracterizan a los sistemas educativos en España.

Se han utilizado instrumentos de autoinforme y se han analizado sus propiedades psicométricas, incluida la fiabilidad interna. Para ello, se han evaluado los coeficientes de fiabilidad de Cronbach (α), McDonald (ω) y la fiabilidad compuesta (ρc), conforme a lo propuesto por Viladrich et al. (2017). Se han considerado aceptables aquellos valores superiores a .70 (Geldhof et al., 2014). Asimismo, se ha estimado la varianza media extraída (AVE) con el fin de examinar la validez discriminante externa en los instrumentos con estructuras multifactoriales; en estos casos, la AVE ha debido superar las correlaciones al cuadrado entre los factores de la escala (Fornell y Larcker, 1981).

Como pasos preliminares, se han seleccionado aquellos estudiantes que han obtenido puntuaciones mayores a 0 en la escala previa de comportamientos de defensa (DBS). Se han realizado tablas cruzadas para analizar la asociación entre género y etapa educativa en relación con la condición de haber sido testigo de victimización, utilizando la prueba de chi-cuadrado de Pearson (Satorra y Bentler, 2001). El tamaño del efecto de las asociaciones se ha evaluado empleando la V de Cramer (ϕc), siguiendo los criterios de Cramer (1999) para su interpretación: efecto pequeño (ϕc ≈ .10), moderado (ϕc ≈ .30) y grande (ϕc ≈ .50), en función de los grados de libertad de la tabla. La prueba de Little para datos perdidos (Little, 2013) ha revelado que los datos perdidos eran aleatorios (χ2/gl=1.05, p=.14). Antes de realizar los análisis estadísticos, se ha comprobado el cumplimiento de los supuestos paramétricos de normalidad y homogeneidad de varianzas mediante las pruebas de Kolmogorov-Smirnov y Levene, respectivamente. Dado que los resultados han confirmado la adecuación de los datos a dichos supuestos, se han aplicado pruebas estadísticas paramétricas. Se han empleado estadísticos descriptivos, pruebas t-test independientes entre género y etapa educativa, y correlaciones de Pearson para examinar las relaciones entre las principales variables, utilizando el paquete estadístico IBM SPSS 20.0. El tamaño del efecto de las diferencias se ha evaluado empleando la d de Cohen, categorizada en efecto bajo (d=0.20), moderado (d=0.50) y alto (d=0.80) (Cohen, 1977). Para abordar los objetivos del estudio, sobre el rol moderador del género y etapa educativa en los efectos del coraje moral (variable independiente en T1) sobre los comportamientos de defensa (variables dependientes en T2; consolar, informar a la autoridad, centrada en la solución y agresividad) se ha desarrollado un modelo de ecuaciones estructurales (SEM) a través del programa Mplus versión 8.11 (Muthén y Muthén, 1998-2017). El SEM se ha evaluado a través de los índices de ajuste estándar: la razón chi-cuadrado/grados de libertad (χ2/gl <3), el error cuadrático medio de aproximación (RMSEA <.08), el índice de ajuste comparativo (CFI> .90) y el índice de Tucker-Lewis (TLI> .90) (Chen, 2007), en función de la complejidad del modelo y del tamaño muestral. No obstante, se han tenido en cuenta como referencia teórica adicional los criterios más estrictos sugeridos por Hu y Bentler (1999), con el fin de reforzar la interpretación y robustez de los índices de ajuste.

La estimación del modelo se ha realizado utilizando el estimador de mínimos cuadrados ponderados ajustados de media y varianza (WLSMV), para tener en cuenta la naturaleza ordinal de los datos (Muthén y Muthén, 1998-2017). Para evaluar la equivalencia de las estructuras subyacentes del modelo teórico en diferentes subgrupos, se ha empleado un análisis multigrupo de ecuaciones estructurales (MG-SEM). Siguiendo las recomendaciones para los análisis de modelos de ecuaciones estructurales con multigrupo, se ha examinado la invarianza de la medida para el género y etapa educativa del modelo. Esto se ha llevado a cabo utilizando una secuencia de pasos jerárquicos, tal como sugiere Little (2013), en el que se han constreñido progresivamente los parámetros del modelo y se han comparado los cambios en el ajuste del modelo. Se han estimado modelos configuracional, métrico y escalar. La invarianza de medición se ha establecido cuando se cumpliesen al menos dos de los siguientes criterios: (a) cambio en CFI <.01, (b) cambio en RMSEA <.015, y (c) test de diferencia de chi-cuadrado fuese significativo, p <.05 (Chen, 2007; Satorra y Bentler, 2001). Finalmente, tras establecer la invarianza de medida, se ha verificado la hipótesis nula de igualdad de los efectos de coraje moral sobre comportamientos de defensa entre los grupos de género y etapa educativa utilizando una prueba chi-cuadrado de Wald test (Muthén y Muthén, 1998-2017).

Los resultados de las tablas cruzadas han indicado que no se encontraron asociaciones significativas en relación a la presencia o no de testigos de situaciones de acoso escolar entre iguales según el género (χ2=2.23, p=.53) o etapa educativa (χ2=5.61, p=.13). Los estadísticos descriptivos y las correlaciones entre las variables de estudio se presentan en la Tabla 1. Los resultados han indicado que los cuatro tipos de defensa han correlacionado significativa y positivamente con el coraje moral.

Respecto a las diferencias de género, los valores de la prueba t de Student han indicado que los chicos han mostrado una mayor disposición hacia la defensa agresiva con un tamaño del efecto moderado (Tabla 2). Las chicas han tendido a optar más por la defensa de informar a la autoridad que los chicos con un tamaño del efecto bajo. En cuanto a la etapa educativa, el alumnado de Educación Primaria ha puntuado significativamente más alto que los estudiantes de Educación Secundaria en defensa agresiva con un tamaño del efecto bajo.

Para el análisis del modelo estructural, se han probado todas las trayectorias representadas en la Figura 1. Los índices de ajuste del modelo han sido adecuados, con valores de χ2=794.749, gl=242, p <.001, CFI=.946, TLI=.939, RMSEA=.069, 90% CI [.064-.075] y SRMR=.067, lo que sugiere un ajuste aceptable. Los resultados han indicado que los comportamientos de consuelo, de informar a la autoridad y de estrategias centradas en la solución han sido vinculados positiva y significativamente por el coraje moral. Por el contrario, la defensa agresiva no ha mostrado una asociación significativa con esta variable. La varianza explicada para cada variable dependiente, de acuerdo con el valor total de R2, ha sido de un 22% para la defensa reconfortante, un 15% para la defensa de informar a la autoridad y un 10% para la defensa centrada en la solución.

Figura 1.

Resultados del modelo probado en toda la muestra.

Nota. N=474.

* p <.05. ** p <.01. *** p <.001.

Para analizar la equivalencia del modelo SEM según el género y etapa educativa, se ha desarrollado un análisis multigrupo cuyos índices de ajuste se presentan en la Tabla 3. Las comparaciones entre modelos anidados (configuracional frente a métrico; métrico frente a escalar) han indicado que las restricciones impuestas no han deteriorado significativamente el ajuste del modelo. Aunque los tests de diferencia de chi-cuadrado (Δχ2) han resultado significativos, debido al tamaño muestral, los cambios en los índices incrementales (ΔCFI <.01, ΔRMSEA <.015) se han mantenido dentro de los umbrales recomendados (Chen, 2007). Siguiendo criterios actuales para la evaluación de invarianza en muestras grandes, se ha considerado que existe invarianza de medida entre los grupos de género y etapa educativa, lo que ha permitido desarrollar el modelo multigrupo SEM con garantías de comparabilidad.

La Figura 2 muestra los resultados para los grupos de género y la etapa educativa, respectivamente. En cuanto al género, la prueba Wald test ha mostrado significancia estadística en el efecto del coraje moral sobre la defensa agresiva (χ2[1]=4.63, p=.03), siendo solo significativo en chicos. Respecto al resto de efectos del coraje moral, aunque no hay una moderación del género, han resultado significativamente positivos en consolar a la víctima, informar a la autoridad y la defensa centrada en la solución. Las comparaciones entre las etapas educativas han mostrado una prueba de Wald test significativa en el efecto del coraje moral sobre de defensa de consolar a la víctima (χ2[1]=8.02, p=0.01), siendo este efecto mayor en escolares de Educación Primaria en comparación con los de Educación Secundaria. Sobre la defensa agresiva, el coraje moral solo ha resultado ser un predictor en escolares de Educación Primaria, pero no en los de Educación Secundaria. Respecto al resto de efectos del coraje moral, aunque no se ha evidenciado una moderación de la etapa educativa, se han encontrado efectos significativos en informar a la autoridad y en defensa centrada en la solución.

Figura 2.

Coeficientes no estandarizados del análisis multigrupo con modelización de ecuaciones estructurales.

Nota. N=519, SEM para chicos (nombrados en primer lugar; nchicos=243), chicas (nombradas en segundo lugar; nchicas=276), Educación Primaria (nombrada en tercer lugar; nPrimaria=170) y Educación Secundaria (nombrada en cuarto lugar; nSecundaria=199).

* p <.05. ** p <.01. *** p <.001.

Al igual que se ha constatado en estudios previos (Santilli et al., 2021; Trach et al., 2010), los chicos tienden a mostrar una mayor disposición a implicarse en formas de defensa agresiva, mientras que las chicas se inclinan con mayor frecuencia hacia comportamientos de consuelo a la víctima. Sin embargo, para comprender el efecto del coraje moral en las conductas defensivas según el género, es necesario atender a los resultados del análisis multigrupo. Estos resultados no respaldan directamente la Hipótesis 2a, ya que revelan una manifestación diferenciada del coraje moral en función del género: aunque el coraje moral ha predicho significativamente las conductas prosociales defensivas en ambos géneros, solo se ha vinculado con la defensa agresiva de los chicos. Este hallazgo sugiere que el coraje moral se canaliza de manera distinta entre chicos y chicas. Desde una perspectiva evolutiva y psicosocial, este hallazgo puede interpretarse considerando que los chicos, en términos generales, tienden a involucrarse en estrategias más orientadas a la acción y a la confrontación, como forma de afirmar su estatus dentro del grupo de iguales (Geary, 2021). En este contexto, el coraje moral actúa como un recurso movilizador que impulsa la intervención directa frente a la injusticia, aun cuando esta conlleve riesgos sociales. Por el contrario, las chicas pueden emplear el coraje moral principalmente como un mecanismo evaluativo de las posibles consecuencias de su conducta, lo que las lleva a optar por formas de defensa más indirectas y menos visibles, pero no por ello menos significativas (Lambe y Craig, 2022). Este patrón no solo refleja el impacto de las normas tradicionales de masculinidad, que legitiman y refuerzan respuestas visibles y confrontativas ante situaciones de violencia (Rudman y Glick, 2008), sino que también invita a reflexionar sobre las implicaciones de tales intervenciones, particularmente para los chicos. Aunque la activación del coraje moral puede facilitar la intervención, en el caso de los chicos altos niveles de activación puede aumentar la exposición a conflictos y represalias personales (Rogers et al., 2017), lo que resalta la importancia de promover formas de defensa eficaces pero seguras para todos los perfiles de alumnado, atendiendo a sus diferencias en la socialización, en la percepción del riesgo y en la forma de canalizar su sentido de justicia restaurativa.

En línea con investigaciones previas sobre el desarrollo moral y prosocial (Paciello et al., 2013; Thornberg, 2007), se observa que la predisposición a defender varía según la etapa educativa. A nivel descriptivo se ha encontrado que los escolares de Educación Primaria muestran un mayor coraje moral y defensa orientada a informar a la autoridad. Los resultados del análisis multigrupo han confirmado parcialmente la Hipótesis 2b, al mostrar que, aunque el coraje moral ha predicho significativamente la disposición a defender prosocialmente en ambas etapas, su influencia ha variado en función del tipo de conducta defensiva. En Educación Primaria, el coraje moral ha explicado un mayor porcentaje de la varianza en el tipo de defensa de consolar a la víctima en comparación con Educación Secundaria. Estos hallazgos invitan a reconsiderar cómo se evalúa el coste social en las distintas etapas evolutivas. Aunque el contexto adolescente puede presentar un coste más alto para intervenir, en la preadolescencia los escolares pueden percibir amenazas más directas a su aceptación social al relacionarse con la víctima, quienes en la jerarquía social juegan con una clara desventaja de poder dentro del grupo (Bravo et al., 2024). Por tanto, la mayor influencia del coraje moral en Educación Primaria puede explicarse por una menor sofisticación en la evaluación del riesgo y una mayor atención a las relaciones de poder dentro del grupo (Santilli et al., 2021).

En el caso de la defensa agresiva, los resultados han mostrado que el coraje moral ha influido de manera significativa solo en Educación Primaria. Este patrón puede explicarse por la maduración de las estrategias de regulación emocional y el desarrollo de una mayor conciencia de los riesgos asociados a la confrontación directa en la adolescencia (Gingo, 2017). En etapas más tempranas, la indignación moral ante la injusticia puede traducirse en respuestas impulsivas y confrontativas, principalmente en los chicos, mientras que en la adolescencia la evaluación estratégica de las consecuencias puede inhibir este tipo de intervenciones (Shaw et al., 2014).

Los hallazgos de este estudio refuerzan las teorías del comportamiento moral que destacan la multifuncionalidad de las conductas prosociales (Eisenberg et al., 2015; Paciello et al., 2013) y subrayan la necesidad de considerar el coraje moral como un componente central en intervenciones psicoeducativas. En este sentido, se enfatiza la necesidad de abordar la moralidad desde una perspectiva holística (Romera et al., 2024), considerando dimensiones clave como la identidad moral (Montero-Carretero et al., 2021), la sensibilidad moral (Wu, 2019) y el razonamiento moral (Wang y Goldberg, 2017). Esto posiciona al coraje moral como un recurso preventivo esencial, especialmente si se fomenta desde edades tempranas, antes de que se consoliden dinámicas de poder negativas en el entorno escolar. Para su desarrollo en el ámbito escolar, se recomienda incorporar dilemas morales, análisis de casos y modelado metacognitivo docente como estrategias para promover la reflexión moral y la intervención prosocial frente al acoso.

Entre las limitaciones, se identifica el uso exclusivo de autoinformes, que pueden introducir sesgos de deseabilidad social, y la necesidad de enfoques experimentales para establecer relaciones causales. Asimismo, aunque la muestra inicial ha sido amplia, los análisis se han realizado únicamente con un subgrupo de estudiantes. Esta delimitación implica que los resultados obtenidos no pueden generalizarse al conjunto de la población escolar, sino exclusivamente a quienes se han posicionado como observadores activos en situaciones de acoso escolar. Además, factores contextuales, como el clima escolar y las dinámicas grupales, no se han explorado en profundidad. La ausencia de estas variables restringe el análisis a un nivel individual y puede limitar la interpretación completa de los resultados, ya que es plausible que el coraje moral y las conductas de defensa interactúen con las características del grupo de iguales y el clima escolar en que se desarrollan. Contextos escolares donde se percibe un clima de apoyo, normas prosociales o una actitud colectiva contraria al acoso pueden facilitar la expresión del coraje moral, mientras que entornos marcados por la pasividad del grupo o la tolerancia hacia el agresor pueden inhibirlo, incluso en estudiantes con alta disposición a intervenir. Se sugiere que futuras investigaciones contemplen diseños que permitan comparar estos perfiles con estudiantes no expuestos directamente, así como explorar cómo varían las disposiciones defensivas en función del grado de exposición y participación en estas situaciones. De igual modo, es necesario adoptar metodologías complementarias y enfoques multinivel que analicen simultáneamente factores individuales y contextuales, así como análisis experimentales o cuasiexperimentales e interculturales, para enriquecer el conocimiento sobre el impacto del coraje moral en las conductas de defensa.

Los resultados de este estudio aportan implicaciones teóricas relevantes sobre el coraje moral como factor clave en la activación de conductas de defensa hacia las víctimas acoso escolar. En particular, se ha ampliado la literatura al demostrar que el coraje moral no solo impulsa intervenciones directas y de alto coste social, sino que también se relaciona con formas más sutiles de apoyo, como consolar a la víctima o informar a la autoridad, destacando su interacción con el género y la etapa educativa. Este hallazgo amplía la comprensión de cómo procesos cognitivos de carácter moral se activan para impulsar las diferentes formas de intervención en dinámicas de defensa de la víctima. Por un lado, se ha evidenciado que las estrategias de defensa se moldean por patrones evolutivos y de género, reflejando diferencias significativas entre los estilos de intervención de chicos y chicas. Por otro lado, se observa que el avance en las etapas educativas modifica las formas en que los escolares evalúan y actúan frente a situaciones inmorales, evolucionando hacia conductas más deliberadas y eficaces en la adolescencia.