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ОглавлениеCapítulo 2
Factores contextuales e individuales percibidos relacionados al bienestar personal de adolescentes mexicanos2
Sandybell González Lugo
José Concepción Gaxiola Romero
La psicología de la salud se interesa en los factores psíquicos y sociales relacionados en el proceso salud-enfermedad (Díaz, 2010). Este interés incluye la evaluación de la salud mental con indicadores positivos y no solo los asociados al déficit (Ryff, 2016; Sanjuán y Ávila, 2016). Según la Organización Mundial de la Salud, la dimensión positiva de la salud mental se refiere al bienestar emocional y psicológico (Schütte, Chastang, Parent-Thirion, Vermeylen y Niedhammer, 2014), por lo tanto, el estudio de estos elementos es relevante para comprender la salud mental de manera global y no solo su componente negativo.
Los estudios de bienestar se han dividido en dos enfoques, el de bienestar subjetivo compuesto por la satisfacción con la vida, altos afectos positivos y bajos afectos negativos (Deci y Ryan, 2008), y el de bienestar psicológico, bajo una perspectiva del desarrollo del potencial humano, que incluye la auto aceptación, las relaciones positivas, el crecimiento personal, los propósitos de vida, el dominio del entorno y la autonomía (Ryff y Keyes, 1995). Ambas perspectivas están relacionadas (Díaz, Stavraki y Blanco, 2015; González-Villalobos y Josefa, 2017). Aunque otros autores señalan que el bienestar subjetivo y psicológico comparten entre el 35 y 76% de la varianza, y sugieren su evaluación conjunta (Moreno y Marrero, 2015).
La cercanía conceptual entre el bienestar subjetivo y psicológico llevó a proponer el constructo bienestar personal (Díaz, Blanco Durán, 2011), conformado por el bienestar subjetivo (bienestar psicológico y físico) material y social (Corral, Frías, Gaxiola, Fraijo y Corral, 2014).
En América Latina se tiene poco conocimiento sobre el bienestar personal de niños y adolescentes (Alfaro et al., 2014). Su estudio, debería considerar la interacción entre características personales del adolescente y su medio ambiente en un enfoque multinivel (Vescovelli, Albieri y Ruini, 2014). Durante la adolescencia, se adquieren recursos físicos, cognitivos, emocionales y sociales que sentarán la base para la salud y bienestar en etapas y generaciones posteriores (Patton et al., 2016). Una de las variables que más impacta el desarrollo psicológico del adolescente es la familia, considerada la primera institución humana proveedora de apoyo y seguridad, cuyas relaciones y funcionamiento positivo promueven la salud mental (Sruthy y Naachimuthu, 2017). La cohesión familiar, la aceptación, expresiones de cuidado y afecto se asocian al bienestar psicológico del adolescente (Kaneez, 2015). Entre más positivas sean las relaciones familiares mayor será el bienestar subjetivo, mientras que éste decrece si dichas relaciones son negativas (Navarro et al., 2017).
Además, la familia influye en la expresión de conductas como el afrontamiento. La percepción de un inadecuado funcionamiento familiar se asocia al uso de estrategias de afrontamiento desadaptativas (Francisco, Loios y Pedro, 2016). Por su parte, las estrategias de afrontamiento efectivas, centradas en la solución de problemas contribuyen al bienestar subjetivo y psicológico (Sanjuán y Ávila, 2016), y aquellas centradas en la emoción o evasivas, como el culparse o reservarse el problema para sí mismo, se relacionan con un menor bienestar personal en adolescentes (Viñas Poch, González Carrasco, García Moreno, Malo Cerrato y Casas Aznar, 2015).
Para hacer uso de estrategias de afrontamiento efectivas, es importante la flexibilidad psicológica, serie de procesos que implican la reconfiguración de recursos mentales, el cambio de perspectiva y el equilibro de deseos y necesidades (Kashdan y Rottenberg, 2010). La flexibilidad involucra la habilidad de adaptarse a demandas emocionales y situacionales (Moyer y Sandoz, 2015), lo que remite al estudio de la resiliencia.
La resiliencia en la adolescencia se asocia al bienestar general compuesto por las áreas física, emocional, social y escolar (Patil y Adsul, 2017). El estudio de la resiliencia es pertinente, debido a la influencia que puede tener un contexto de riesgo en el desarrollo del adolescente, conllevándolo a participar en conductas antisociales como el consumo de sustancias, depresión, ansiedad, entre otros resultados desadaptativos (Dooley, Fitzgerald y Giollabhui, 2015; Fine, Mahler, Steinberg, Frick y Cauffman, 2017; Kassis, Artz, y White, 2017; Siennick, Widdowson, Woessner, Feinberg y Spoth, 2017).
Sin embargo, no todos los factores de riesgo culminan en consecuencias negativas (Corral et al., 2014); en tales casos, las disposiciones a la resiliencia juegan un importante papel al probabilizar la adaptación (Gaxiola, 2015). Algunas de estas disposiciones son la orientación a la meta, el optimismo, la autoeficacia, la religiosidad, la perseverancia, el sentido del humor y la actitud positiva (Gaxiola, Frías, Hurtado, Salcido y Figueroa, 2011). Para enfrentar las circunstancias adversas, el ser humano utiliza este tipo de disposiciones desarrolladas históricamente y sus recursos situacionales para enfrentar eventos difíciles (Gaxiola, 2015). Dichos recursos se consideran factores protectores, debido que disminuyen el efecto de factores estresantes (Kotliarenco, Cáceres y Fontecilla, 1997).
Adolescentes con experiencias adversas en su niñez, tienen menos probabilidad de referir altos niveles de bienestar (emocional, social, conductual), pero factores protectores como pertenecer a un vecindario y escuela seguros pueden mediar parcialmente dicha relación (Moore y Ramírez, 2016) . Características positivas del entorno como la limpieza de la escuela puede ser un predictor de bienestar subjetivo (Galli, Castellá-Sarriera y Bedin, 2016), por otro lado, diferencias en el bienestar de adolescentes son atribuibles a la calidad de la infraestructura de los centros escolares (Cuyvers, De Weerd, Dupont, Mols y Nuytten, 2011). Estas relaciones son consistentes a nivel del vecindario, adolescentes que viven en áreas con desventajas económicas tienden a registrar más depresión, mientras que la promoción de apoyo social en las familias y en los vecindarios puede disminuir la angustia y promover la esperanza (Cheng et al., 2014).
Otros estudios indican que altos niveles de apoyo percibido por parte de la familia y amigos en adolescentes de 12 a 15 años, se asocian a su bienestar personal, al predecir su satisfacción con la vida (Rodríguez-Fernández, Ramos-Díaz, Ros, Fernández-Zabala y Revuelta, 2016). Distintas fuentes de apoyo provenientes de la familia, amigos y profesorado explican una proporción importante de la varianza en algunas escalas de bienestar subjetivo, según análisis de regresión (Azpiazu, Esnaola y Sarasa, 2016) y modelos estructurales arrojan resultados similares (Gutiérrez y Gonçalves, 2013). El apoyo familiar tiene efectos directos e indirectos sobre el bienestar psicológico, mientras el de amigos efectos indirectos, ambos mediados por la variable autoestima (Gardner y Webb, 2017). En este sentido, la relación entre el apoyo social y el bienestar podría ser una relación indirecta, mediada por variables individuales que son promovidas a partir del apoyo y que impactan el bienestar del adolescente (Li et al., 2014).
Por lo anterior, el objetivo del estudio fue generar un modelo de variables contextuales e individuales relacionadas con el bienestar personal percibido de adolescentes mexicanos que asisten a escuelas con distinto grado de marginación social. En la figura 1, se describe el modelo hipotético donde se señalan las relaciones esperadas entre las variables.
Figura 1. Modelo hipotético de factores relacionados con el bienestar personal de adolescentes mexicanos.
Método
Se realizó un estudio transversal con 480 adolescentes estudiantes de dos escuelas secundarias seleccionadas al azar de los sectores categorizados con grado de marginación social muy bajo y medio, según el Consejo Nacional de Población y Vivienda (Conapo, 2010) de la ciudad de Hermosillo, Sonora, ubicada en el noroeste de México, a fin de generar comparaciones. Para determinar el tamaño de la muestra se consideraron dos criterios sugeridos para la elaboración de modelos de ecuaciones estructurales (Vargas Halabí y Mora-Esquivel, 2017), el de cantidad absoluta de casos, al menos 200 como sugerencia general (Jackson, 2003; Hair, Black, Babin y Anderson, 2014) y el de la potencia estadística, determinada a priori considerando un efecto anticipado 0.3, un poder estadístico deseado de .90 y un nivel de probabilidad de 0.5, para las 12 variables manifiestas y los 4 constructos latentes a especificar en el modelo, con base en la herramienta de Soper (2018) se sugiere un tamaño mínimo de 173 participantes para detectar el efecto.
Participantes
Del total de la muestra se eliminó del análisis a los participantes que tenían más del 5% de datos faltantes en sus instrumentos, por lo que se obtuvo una muestra final de 458 participantes, cuyo promedio de edad fue 13.31 años ± 1.02, siendo el 47.8% mujeres. El 51.5% de la muestra pertenecía a la escuela de muy baja marginación. No se encontraron diferencias por edad o género según la escuela de procedencia.
Procedimiento
Se acudió a las escuelas ubicadas en sectores de muy bajo y medio grado de marginación social según los indicadores del Conapo (2010), en su informe “Indicadores de marginación por localidad”. Para seleccionar a las escuelas se numeraron en ambos sectores y se eligió una de cada sector a partir de la técnica de números aleatorios.
Posteriormente se explicaron los objetivos del estudio a las autoridades educativas, y al obtener su aprobación para participar se seleccionaron por conveniencia tres grupos, uno de primero, uno de segundo y uno de tercer grado de cada escuela. En el salón de clase se explicó de forma colectiva a los estudiantes los objetivos de la investigación y previo consentimiento informado, donde se resaltó la confidencialidad del manejo de la información y la nula penalización al negarse en participar o en decidir abandonar el estudio, se procedió a aplicar la batería de pruebas en aproximadamente 50 minutos. Este tiempo de respuesta ha sido el utilizado en otros estudios con adolescentes mexicanos (González, Pineda y Gaxiola, 2018), y se considera un tiempo adecuado al ser el equivalente a una clase.
Instrumentos
Se incluyó un apartado de datos sociodemográficos (sexo, edad, escolaridad de padres) y el siguiente conjunto de pruebas:
Escala de bienestar personal. Diseñada ex profeso y validada en 227 adolescentes, con base en la definición de sus dimensiones y en algunas escalas como la de bienestar psicológico (Ryff, 1989) y calidad de vida (Skevington, Lotfy y O’Connell, 2004). Se conforma por 11 preguntas distribuidas en dos factores denominados bienestar subjetivo y material, que conformaron un factor general de bienestar personal por medio de un análisis factorial confirmatorio, cuyo valor de alfa fue de 0.89.
La escala evalúa el grado de satisfacción de los y las adolescentes con elementos subjetivos de bienestar físico y psicológico con preguntas como “mi habilidad para realizar actividades de la vida diaria” y “mi forma de ser”, y de bienestar material con reactivos como “la limpieza de mi casa” y “la cantidad de dinero que tiene mi familia para cubrir sus necesidades”, donde el adolescente indica el grado de satisfacción con dichos cuestionamientos en una escala tipo Likert de 5 puntos donde 0 = muy insatisfecho y 4 = muy satisfecho.
Escala de redes de apoyo (Villalobos, 2009). Adaptada por Torres Cruz y Ruiz Badillo (2013), contiene 19 preguntas que evalúan el apoyo percibido por los adolescentes de su familia, amigos, maestros e instituciones. Las opciones de respuesta son tipo Likert de 5 puntos que van de “siempre” a “nunca”, algunos de sus indicadores son “tengo personas que me apoyan” y “cuento con algún apoyo por parte de la escuela”. En un estudio previo con adolescentes mexicanos se obtuvo alfa de 0.75 (González & Rivera, 2016).
Ambiente familiar positivo (Aranda, Gaxiola, González y Valenzuela, 2015). Escala de 19 preguntas que evalúan la calidad del ambiente familiar en términos de las interacciones positivas que se dan entre sus miembros. La forma de respuesta es tipo Likert de 5 puntos (0 = nunca a 4 = siempre), donde se evalúa la frecuencia con la que los miembros de la familia participan en distintas interacciones; por ejemplo “nos demostramos cariño y afecto” y “mantuvimos el orden y la limpieza de la casa en general”. Los autores reportan un valor de alfa de 0.93.
Escala de características de amigos de riesgo (Gaxiola, González y Contreras, 2012). Evalúa si los amigos del adolescente presentan conductas de riesgo, como faltar a clases, participar en peleas o consumir bebidas alcohólicas, consiste en ocho preguntas utilizadas en previos estudios con adolescentes de la región, con valores de alfa de 0.84.
Ambiente en la colonia (Frías, López y Díaz, 2003). Algunas características negativas del vecindario fueron evaluadas con nueve reactivos centrados en la percepción los adolescentes acerca del vecindario, por ejemplo “¿qué tan peligrosa es tu colonia/barrio?” y “¿qué tantos vagos hay en tu colonia/barrio?”. Para homogeneizar el cuadernillo de pruebas se modificó la escala original de 10 a 5 puntos que oscilan de 0 = nada a 4 = demasiado. El alfa es de 0.82 en adolescentes mexicanos (Gaxiola, González y Gaxiola, 2013).
Ambiente escolar (Frías et al., 2003). Se evaluó la percepción de contexto de riesgo escolar con cinco preguntas relacionadas con la inseguridad e infraestructura. La versión original maneja una forma de respuesta de 10 puntos, pero en este estudio se utilizaron cinco opciones de respuestas van desde 0 = nada a 4 = demasiado. Algunas preguntas son “¿qué tan peligrosa es tu escuela?” y “¿qué tan sucia está tu escuela?”. Se reporta un valor de alfa de 0.78 en adolescentes con esta modalidad de respuesta (Gaxiola et al., 2013).
Conflictos familiares. Se utilizó la escala “dificultades” de la escala “Evaluación de las relaciones intrafamiliares E.R.I” en su versión intermedia (Rivera-Heredia y Andrade Palos, 2010). Esta dimensión conformada por 15 preguntas evalúa aspectos de las relaciones intrafamiliares considerados indeseables, negativos, problemáticos o difíciles, para el individuo o la sociedad. Mide el grado de conflicto percibido dentro de una familia. La forma de respuesta ofrece cinco opciones que van de 1 = totalmente de acuerdo hasta 5 = totalmente en desacuerdo. Un ejemplo de reactivo es “hay muchos malos sentimientos en la familia”. Se reporta un valor de alfa de 0.92 (Rivera-Heredia y Andrade Palos, 2010).
Afrontamiento. El instrumento que se utilizó para medir esta variable se conforma por 15 reactivos distribuidos en dos factores, evasivo y activo, con un alfa de 0.70. (Villalobos Cano, 2009). Sin embargo, en el estudio piloto para esta población se seleccionaron únicamente nueve reactivos que mostraron validez de constructo en los análisis correspondientes manteniendo el valor de alfa. Asimismo, se adaptaron las opciones de respuesta en una escala Likert de 0 a 3 para mantener la homogeneidad con el resto de las pruebas a utilizarse (González, Gaxiola y Rascón, 2017).
Flexibilidad cognitiva. Para evaluarla se diseñó un breve cuestionario ex profeso para el estudio. En el pilotaje con una muestra de 120 adolescentes se obtuvo un valor de alfa de 0.70 para los seis reactivos que la componen. Ejemplos de dichas preguntas son “busco diferentes formas de resolver los problemas” y “me cuesta trabajo cambiar de opinión”, con opciones de respuesta del 0 al 4, donde 0 = nunca y 4 = siempre.
Inventario de resiliencia (Gaxiola et al., 2011). Cuenta con escala Likert de 5 opciones de respuesta, las disposiciones de resiliencia como tendencia de conducta personal adaptativa. Se conforma por 20 reactivos que miden los subfactores optimismo, religiosidad, sentido del humor, perseverancia, autoeficacia, orientación a la meta y actitud positiva. El valor de alfa es de 0.93 (Gaxiola et al., 2011).
Análisis de dato
Se capturaron los datos en el programa SPSS versión 21. Se obtuvieron análisis descriptivos de las variables sociodemográficas y valores de alfa de Cronbach para las escalas. Los datos perdidos se sustituyeron por el promedio de la respuesta por participante, siempre y cuando estos no constituyeran más del 5% del cuestionario, en dichos casos los participantes fueron excluidos. Posteriormente, se conformaron índices a partir del promedio de las escalas, los cuales se compararon utilizando el estadístico U de Mann Whitnney entre los grupos de muy baja y media marginación debido a la no normalidad de los datos. Se obtuvieron las diferencias en las variables sociodemográficas. Los índices conformados se exportaron al programa multivariado EQS versión 6.0, donde se probó el modelo de ecuaciones estructurales.
Se utilizó la prueba de normalidad multivariada de Mardia (Bentler, 2010), al encontrarse datos no paramétricos, por lo tanto se seleccionó el método robusto de Satorra y Bentler (1994) para especificar el modelo, que funciona mejor que otros métodos bajo circunstancias de no normalidad. Se formularon y analizaron varios modelos, donde la eliminación de variables se realizó a partir del análisis de la matriz residual para identificar los errores de predicción para un par de indicadores (Cupani, 2012), además de considerar la pertinencia teórica en la modificación o eliminación de relaciones y/o variables que justificara su reestructuración (Markland, 2007). Los modelos se evaluaron utilizando el estadístico Satorra Bentler Chi cuadrado, del cual se espera un valor de probabilidad asociado mayor a 0.05, así como los indicadores prácticos del método robusto Bentler-Bonett de ajuste normado (IBAN), el Índice de Bentler-Bonnett de ajuste no normado (IBANN), el índice de ajuste comparativo (CFI), esperando obtener valores mayores a 0.90, y el error cuadrático medio de aproximación (RMSEA) menor a 0.8 (Ruiz, Pardo y Martín, 2010).
Resultados
Los padres y las madres de adolescentes que asisten a la escuela del sector de media marginación cuentan con menos años de escolaridad que los del sector de muy baja marginación (tabla 1).
| Tabla 1. Estadísticos descriptivos de la muestra por grupo (n = 458) | |||
| Variables | Muy baja marginación n=236 | Media marginación n=222 | X2 |
| Sexo | F (%) | F (%) | p |
| Femenino | 111 (47) | 108 (48.6) | .601 |
| Masculino | 117 (49.6) | 103 (46.4) | |
| Estado civil mamá | |||
| Casada | 157 (66.5) | 106 (47.7) | .000 |
| Divorciada | 39 (16.5) | 25 (11.3) | |
| Unión libre | 21 (8.9) | 44 (19.8) | |
| Soltera | 12 (5.1) | 27 (12.2) | |
| Viuda | 6 (2.5) | 11 (5.0) | |
| Estado civil papá | |||
| Casado | 162 (68.8) | 115 (51.8) | .000 |
| Divorciado | 31 (13.1) | 22 (9.9) | |
| Unión libre | 16 (6.8) | 21 (8.9) | |
| Soltero | 2 (0.8) | 32 (14.4) | |
| Viudo | 0 | 2 (0.9) |
Las madres del grupo con baja marginación tienen en promedio 14.3 años de escolaridad, equivalente a bachillerato terminado, mientras que las del sector de media marginación con 8.75 años en promedio, equivalente al nivel de secundaria (nueve años de escolaridad). Situación similar se observa con los reportes de escolaridad de los padres (tabla 2).
| Tabla 2. Diferencias en edad de los participantes, edades y escolaridad de padres | ||||||
| Muy baja marginación n=236 | Media marginación n=222 | |||||
| Variable | M | D.E | M | D.E | t | p |
| Edad | 13.32 | 1.06 | 13.30 | 0.98 | 1.66 | 0.86 |
| Edad madre | 40.22 | 5.84 | 37.54 | 6.31 | 4.53 | 0.00 |
| Edad padre | 42.69 | 6.39 | 40.52 | 8.85 | 2.72 | 0.07 |
| Escolaridad madre | 14.13 | 3.33 | 8.75 | 2.57 | 18.03 | 0.00 |
| Escolaridad padre | 13.84 | 3.50 | 9.18 | 3.04 | 13.29 | 0.00 |
En la tabla 3 se presentan los valores de alfa para todas las escalas, considerados ideales al ser estos superiores 0.70 (Souza, Alexandre y Guirardello, 2017).
| Tabla 3. Valores de alfa de Cronbach para las escalas (n=458) | ||
| Variable | A | Número de ítems |
| Ambiente familiar positivo | 0.90 | 19 |
| Dificultades familiares | 0.90 | 15 |
| Redes de apoyo | 0.79 | 15 |
| Características negativas escuela | 0.82 | 5 |
| Características negativas colonia | 0.85 | 9 |
| Contexto negativo (escuela y colonia) | 0.87 | 14 |
| Conductas de riesgo amigos | 0.84 | 8 |
| Afrontamiento | 0.70 | 9 |
| Flexibilidad | 0.71 | 6 |
| Disposiciones de resiliencia | 0.85 | 18 |
| Bienestar personal | 0.79 | 11 |
Posteriormente, se realizó un modelo en cada una de las muestras, de muy bajo y medio grado de marginación, y se obtuvo adecuada bondad de ajuste en el grupo de baja marginación, pero no en el de media marginación (tabla 4). A pesar de la bondad de ajuste obtenida en el modelo de muy baja marginación, en ambos grupos el factor “afrontamiento evasivo” propuesto como indicador independiente, arrojó errores mayores de predicción en la matriz de residuales comparado con los demás pares de indicadores, además resultó no tener relación significativa con el resto de las variables probadas en el modelo. Con la finalidad de simplificar el modelo del grupo de muy baja marginación y observar si mejora la bondad de ajuste del grupo de media marginación, se realizaron dos modelos más en los que se excluyó dicho factor.
| Tabla 4. Modelos de ecuaciones estructurales en los grupos | ||||
| Modelo 1. Muy baja marginación | Modelo 1.Media marginación | Modelo 2. Muy baja marginación | Modelo 2.Media marginación | |
| SB X2 | 39.33 | 82.36 | 43.71 | 46.21 |
| Valor p | 0.77 | 0.001 | 0.24 | 0.16 |
| gl | 47 | 47 | 38 | 38 |
| BBNFI | 0.94 | 0.86 | 0.93 | 0.91 |
| BBNNFI | 1.018 | 0.90 | 0.98 | 0.97 |
| CFI | 1.000 | 0.93 | 0.99 | 0.98 |
| RMSEA | 0.000 | 0.58 | 0.025 | 0.031 |
| CI 90% RMSEA | 0.000-0.030 | 0.37-0.79 | 0.000-0.054 | 0.000-0.59 |
| R2 | 0.40 | 0.43 | 0.37 | 0.40 |
Modelo 1* Incluye todas las variables planteadas en la hipótesis.
Modelo 2* Excluyendo a la variable “afrontamiento evasivo”.
Para el grupo de baja marginación ambos modelos presentan adecuada bondad de ajuste, sin embargo se consideró más adecuado el modelo 2, por ser un modelo más sencillo y mantener su bondad de ajuste.
Figura 2. Modelo 2 de factores relacionados con el bienestar personal de adolescentes del sector de muy baja marginación.
Figura 3. Modelo 2 de factores relacionados con el bienestar personal de adolescentes del sector de media marginación.
Discusión
El objetivo del estudio fue generar un modelo de ecuaciones estructurales con las relaciones de variables contextuales e individuales en el bienestar personal de adolescentes pertenecientes a escuelas ubicadas en distinto grado de marginación social. Derivado de dicho objetivo se obtuvieron dos modelos, uno para cada grupo de adolescentes, donde se explica más de un tercio de la varianza del bienestar personal, con 40% en el grupo de media marginación y 37% en el de muy baja marginación. De las relaciones planteadas en el modelo hipotético, únicamente la variable “afrontamiento evasivo” afectó la bondad de ajuste en el grupo de media marginación. Por otro lado, en el grupo de muy baja marginación dicha variable no afectaba la bondad de ajuste, sin embargo su eliminación permitió obtener un modelo más sencillo que mantuvo su bondad de ajuste pese a su ausencia. En cuanto a las estrategias de afrontamiento, es importante mencionar que a pesar de que ambos grupos utilizan los dos tipos de estrategias, como lo han reportado otros estudios (Verdugo-Lucero et al., 2013), y que en los resultados obtenidos se observa que las estrategias evasivas son igualmente utilizadas por ambos grupos, son las estrategias activas, es decir las que implican la búsqueda de soluciones, las relacionadas con el bienestar personal (Sanjuán y Ávila, 2016). Este hallazgo es importante porque sustenta los modelos de adaptabilidad más allá de los estudios de “invulnerabilidad”, en donde se planteaba que algunos niños no se veían afectados por situaciones de estrés; sin embargo, hoy sabemos que la resistencia al estrés es relativa y por lo tanto no es estable a lo largo del tiempo ni según la etapa de desarrollo (Rutter, 1985). Por lo tanto, en algunas ocasiones los adolescentes pueden mostrar afrontamientos activos, en otras evasivos o incluso ambos de manera simultánea.
El resto de las variables se mantuvo en ambos modelos según las hipótesis planteadas, a excepción de los factores de riesgo, que no se relacionaron directa y significativamente con las conductas personales adaptativas en ningún grupo, sino únicamente con los factores protectores en el grupo de muy baja marginación. Primero, se observa en ambos modelos la conformación de cuatro variables latentes denominadas factores protectores, factores de riesgo, conductas personales adaptativas y bienestar personal. La conformación de cada una de ellas subyace a la evidencia empírica que sustenta la correlación entre las variables manifiestas que las integran. Los resultados del modelo señalan, en concordancia con la literatura, que las variables protectoras más importantes para el bienestar personal son el ambiente familiar, el apoyo social y la resiliencia (Fernández, García-Viniegras y Lorenzo, 2014; Lyubomirsky, 2001). La familia actúa como un factor protector al modular eventos adversos y promover el bienestar emocional en adolescentes (Balistreri y Alvira-Hammond, 2016). El funcionamiento familiar es un predictor de la resiliencia, de acuerdo con modelos de regresión lineal múltiple (Hendrie, 2015). Por otra parte, según los resultados de la presente investigación, el apoyo social y familiar se relacionaron con la resiliencia (Leiva, Pineda y Encina, 2013). La familia fue el factor que tuvo mayor efecto en adolescentes con vulnerabilidad social, como se observa en el grupo de media marginación, donde el coeficiente estructural de ambiente familiar positivo fue ligeramente superior al de apoyo social.
Al igual que en otros estudios donde el afrontamiento activo es más probable en aquellas personas que cuentan con apoyo social (Vinaccia, Quiceno y Moreno San Pedro, 2007), esta variable se relacionó con el afrontamiento activo y, además, la flexibilidad, considerada un elemento importante en dicha clase de afrontamiento.
Estas relaciones sugieren que el apoyo y el ambiente familiar positivo podrían ayudar al adolescente a desarrollar habilidades cognitivas de solución de problemas, a partir del diálogo que mantiene en dichas relaciones familiares y de apoyo, así como la estimulación cognitiva que se promueve a partir de la convivencia y comunicación dentro del hogar (Henao, Ramírez y Ramírez, 2007). Este tipo de interacciones explicaría por qué el ambiente familiar positivo, como parte del constructo factores protectores, se relaciona de forma positiva con el cuestionario de flexibilidad cognitiva. La conformación de la variable latente factores protectores a partir de las variables redes de apoyo y ambiente familiar positivo, denota que los adolescentes con un nivel de funcionamiento familiar balanceado también pueden percibir redes de apoyo social, como ha sido demostrado en población de adultos mexicanos (Medellín Fontes, Rivera Heredia, López Peñaloza, Kanán Cedeño y Rodríguez-Orozco, 2012).
En cuanto a los factores de riesgo, su falta de relación con los factores protectores y con las conductas personales adaptativas en el grupo de media marginación resultó incongruente con la hipótesis planteada, sin embargo hay que considerar que dichos factores de riesgo, aunque son mayores que en el grupo de muy baja marginación, no constituyen factores de riesgo extremos, lo cual puede favorecer la adaptabilidad a partir de la habituación, considerada también como una forma de adaptación, que se refiere a la reducción en la percepción a una estimulación repetida (Frisancho, 1993). Es decir, la percepción constante de dichos factores de riesgo puede convertirlos en un elemento natural del entorno que no logra afectar sus conductas individuales de manera directa, pues los jóvenes se habitúan a estas condiciones. Lo contrario se observa en el sector de muy bajo riesgo, en donde los factores protectores actúan mitigando el efecto de los riesgos, pues aunque estos son reportados con menor frecuencia, pueden resultar más significativos para los jóvenes del sector de muy baja marginación, y por ello en este grupo se presenta una covarianza negativa entre los factores de riesgo y factores protectores.
Respecto a la relación entre factores protectores y de riesgo en el grupo de muy baja marginación, Barra (2004) señala que en los modelos de amortiguación del estrés el apoyo es una fuente de protección (amortiguador), contra los estresores, en este caso factores de riesgo en la familia, amigos, vecindario y escuela. Esto nos permite comprender la relación negativa entre los factores de riesgo y los protectores, pues individuos que cuentan con recursos de apoyo sociales y familiares tienden a valorar los riesgos como menos amenazantes, lo que conlleva a un mejor afrontamiento de los problemas (Barra, 2004), que se observa en la trayectoria positiva de los factores protectores a las conductas personales adaptativas.
Por otra parte, la relación no significativa entre factores protectores y riesgo del grupo de media marginación puede explicarse desde una segunda perspectiva conocida como modelo de efectos principales, donde se enfatiza que los apoyos recibidos, independientemente de los riesgos, son recursos útiles que generan beneficios en las personas (Barra, 2004). Asimismo, según los modelos explicativos de riesgo-protección, podemos analizar las relaciones en el grupo de muy baja marginación a partir del modelo compensatorio, en el cual los factores estresantes (los riesgos) y los atributos individuales (conductas personales adaptativas) se combinan aditivamente en la predicción de una consecuencia (bienestar personal), y el riesgo puede ser contrarrestado por cualidades personales o por fuentes de apoyo, tal como sucede en el grupo de muy baja marginación, donde los factores protectores contrarrestan el riesgo (Werner, 1993).
Por otro lado, en el grupo de medio grado de marginación, se pueden entender las relaciones según lo propuesto por Seligman (1995, citado en Walsh, 2004) en el modelo de inmunización, en el cual se establece que experiencias negativas pueden funcionar como inmunizadores, y así estar preparado para enfrentar situaciones de mayor riesgo. Esto se refiere a la posibilidad de que los adolescentes del sector de medio grado de marginación estén “inmunizados” a dichos riesgos contextuales, por lo cual éstos ya no representan un riesgo significativo, lo cual explica la nula asociación entre éstos y el resto de las variables.
A partir de los resultados, se pueden derivar nuevas líneas de investigaciones en muestras de mayor riesgo contextual, para observar si estos afectasen las conductas personales adaptativas. Así mismo, se pueden proponer programas centrados en la promoción de los factores protectores y las conductas personales adaptativas en ambos grupos de adolescentes, con el fin de evaluar si existen efectos diferenciales en el bienestar personal de los adolescentes. Lo anterior podría confirmar las relaciones del modelo y generar resultados positivos que puedan utilizarse para mejorar la salud mental de los adolescentes. También se sugiere la evaluación de una variable desadaptativa como la depresión o deserción escolar (Gaxiola, 2015), en donde pudiera medir el efecto negativo de los factores de riesgo que no fueron contemplados en el presente estudio.
Entre las limitaciones de la investigación se encuentra la dificultad para generalizar los resultados debido al tipo de muestreo, así como el establecimiento de relaciones causales por ser un diseño transversal. Por otro lado, la medición de la flexibilidad cognitiva por autorreporte puede conllevar un sesgo, al ser esta variable un indicador de las funciones ejecutivas, cuya evaluación con pruebas neuropsicológicas brindaría mayor objetividad. Futuros estudios podrían considerar estas recomendaciones para ampliar el conocimiento sobre el bienestar personal de adolescentes.
Referencias
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2 Este trabajo se realizó dentro del programa de Doctorado en Ciencias Químico-Biológicas y de la Salud, del Departamento de Ciencias de la Salud de la Universidad de Sonora, con el apoyo del programa de becas nacionales Conacyt durante el periodo 2014-2018.
