Intervención
Psicosocial v.19 n.3 Madrid dic. 2010
Juan Carlos Sánchez-Sosa1, María Elena
Villarreal-González1, Gonzalo Musitu2 y Belen
Martínez Ferrer2
1Universidad
Autónoma de Nuevo León - México
2Universidad Pablo de Olavide - España
2Universidad Pablo de Olavide - España
Agradecimientos:
Esta investigación se ha elaborado en el marco del proyecto de investigación
PSI 2008-01535/ PSIC "Violencia escolar: victimización y reputación social
en la adolescencia" subvencionado por el Ministerio de Ciencia e
Innovación de España.
RESUMEN
Se
especificó y contrastó un modelo explicativo psicosocial de ideación suicida en
adolescentes, mediante un estudio explicativo de tipo transversal. Se utilizó
una muestra probabilística estratificada de 1285 estudiantes mexicanos de
escolaridad media y media superior. Los instrumentos utilizados tenían índices
adecuados de fiabilidad. Se contrastó el modelo con la técnica de ecuaciones
estructurales utilizando el paquete estadístico EQS 6.1 que explicó el 33.10 %
de varianza explicada. Los resultados mostraron que el modelo obtuvo niveles
adecuados de bondad de ajuste absoluto (RMSEA=.41; GFI=.953; AGFI=.939) y
comparativo (CFI=.951; IFI=.958; NFI=.925; NNFI=.943). Se concluyó que el
Modelo Explicativo Psicosocial de Ideación Suicida (MEPIS) se ajustaba bien a
los datos y era compatible con el modelo teórico propuesto, al integrar una
estructura contextual que presentaba una relación indirecta y significativa del
funcionamiento familiar y los problemas de integración escolar con la variable
dependiente. Además, también se observó, una relación directa y significativa
de la victimización escolar, sintomatología depresiva y conducta alimentaria de
riesgo con la ideación suicida.
Palabras clave: adolescencia,
escuela, factores psicosociales, familia, ideación suicida.
ABSTRACT
This study tested a model
of suicidal ideation in adolescents through a transverse type explanatory
study. A stratified random sample of 1285 Mexican students from middle and high
school was used. The questionnaires had an acceptable reliability index. The
model is contrasted using the structural equations technique and the
statistical package EQS 6.1, which explained the 33.10 of variance. The results
showed satisfactory levels of absolute goodness of fit (RMSEA =. 41, GFI =.
953, AGFI =. 939) and comparative goodness of fit (CFI =. 951, IFI =. 958; NFI
=. 925, NNFI =. 943). Finally, the Psychosocial Suicide Ideation Model (MEPIS,
in Spanish) conforms well to the data and was compatible with the theoretical
model proposed, in that it integrates a contextual structure showing a
significant indirect relationship of family functioning and problems of school
integration with the dependent variable. In addition, it was also observed that
there was a direct and significant relation between school victimization, depressive
symptoms, eating risk behavior and suicidal ideation.
Keywords: adolescence,
family, psychosocial factors, school, suicidal ideation.
Introducción
El
suicidio podría definirse como un proceso que se inicia con la ideación en sus
diferentes expresiones (preocupación autodestructiva, planificación de un acto
letal, deseo de muerte) discurre por el intento suicida y finaliza con el
suicidio consumado. Por esta razón, se considera que la investigación en
ideación suicida, así como la identificación de factores asociados a ésta,
resulta de particular importancia en la prevención del suicidio (Paneth y
Susser, 2002; Perez, 1999). En estudios recientes se subraya que el suicidio
representa la tercera causa de muerte de adolescentes en el mundo (Suk, Van
Mill, Vermeiren, Ruchkin, Schwab-Stone, Doreleijers y Deboutte 2009; World
Health Organization, 2001). La Organización Mundial de la Salud -OMS- (2006)
informa que aproximadamente un millón de personas murieron por suicidio en el
año 2000, y que las tasas de suicidio global han aumentado en un 60% en los
últimos 45 años.
En
el ámbito de la adolescencia, en la mayoría de los países de todo el mundo se
está informando que las tasas de suicidio entre los adolescentes está
aumentando de forma alaramante (OMS, 2006). En México, lugar donde se ha
realizado este estudio, se ha constatado que entre 1990 y 2000, la tasa de
mortalidad por suicidios se duplicó en el grupo de 11 a 19 años con respecto al
período anterior de 1980 a 1990, con un incremento todavía más marcado entre
las mujeres (Puentes, López y Martínez, 2004). Además, el suicidio tiene un
profundo impacto psicológico y social que afecta directamente a otras personas,
fundamentalmente las más próximas (Suk et al., 2009). La OMS en el 2000, señala
que un suicidio individual afecta profundamente al menos a otras seis personas
y, en caso de ocurrir en una institución educativa o en el lugar de trabajo, el
impacto es todavía mayor.
La
ideación suicida es un fenómeno complejo en donde intervienen factores tanto
personales, como familiares y escolares (Cheng, Tao, Riley, Kann, Ye, Tian,
Tian, Hu y Che, 2009). En relación al contexto familiar, Lai y Shek (2009) en
una investigación de 5557 estudiantes de secundaria de Hong Kong obtuvieron
correlaciones significativas (r=-.460) entre funcionamiento familiar e ideación
suicida. También, Van Renen y Wild (2008) constataron en una muestra de
adolescentes que el grupo que mostraba mayor ideación suicida también tenía una
menor comunicación y mayores conflictos con sus padres. En un estudio de
prevalencia realizado en la Ciudad de México, Pérez, Rivera, Atienzo, de
Castro, Leyva, y Chávez, (2010) concluyeron que los estudiantes que informaron
que tenían un bajo apoyo familiar tenían un 69% más de probabilidad de
presentar ideación suicida.
Además
del contexto familiar, la escuela representa para el adolescente un contexto
interactivo crucial en su desarrollo psicosocial (Estévez, Jiménez y Musitu,
2007; Musitu, Jiménez y Estévez, 2009). En un trabajo reciente, Sánchez-Sosa
(2009) observó una relación negativa y significativa entre el ajuste escolar y
la ideación suicida. También, Pérez et al. (2010) constataron que los adolescentes
con poco reconocimiento escolar son más proclives a manifestar ideación
suicida, y, en la misma línea conceptual, Bonanno y Hymel (2010) observaron
mediante un análisis de regresión que la victimización escolar es un factor
predictivo de la ideación suicida.
Junto
con los contextos familiar y escolar el factor personal o psicológico
representa el otro escenario en donde las variables que lo representan tienen
una mayor relación con la ideación suicida que las variables que representan
los escenarios familiar y escolar (Sánchez-Sosa, 2009; Sun, Hui y Watkins
2006). Por ejemplo, se ha observado en numerosas investigaciones que la
depresión es la variable más relacionada con la ideación suicida (Au, Lau y
Lee, 2009; Garlow, Rosenberg, Moore, Haas, Koestner, Hendin, y Nemeroff, 2008;
McLaren y Challis, 2009). En este sentido, Hintikka, Koivumaa, Lehto, Tolmunen,
Honkalampi, Haatainen, y Viinamaki, (2009) concluyeron en un interesante
trabajo que un estado de ánimo depresivo se debe considerar como una condición
previa necesaria para que surja la ideación suicida.
En
relación con las conductas alimentarias de riesgo, en estudios recientes se han
obtenido relaciones significativas entre variables asociadas a problemas
alimenticios y la ideación suicida (Sánchez-Sosa, Villarreal, Musitu, 2010).
Recientemente, Goldney, Dunn, Air, Dal Grande y Taylor (2009) realizaron un
estudio para determinar la relación entre índice de masa corporal, salud mental
e ideación suicida y concluyeron que no existe relación entre valores altos de
índice de masa corporal e ideación suicida. En una investigación con
adolescentes coreanos, Don-Sik, Youngtae, Sung-Il y In-Sook (2009) observaron
una relación significativa entre valores bajos de índice de masa corporal,
conductas alimentarias de riesgo y la ideación suicida. Estos hallazgos
sugieren que más que una relación con índices antropométricos, la ideación
suicida está asociada a trastornos de conducta alimentaria.
Entre
las variables psicológicas, se ha demostrado que la autoestima es una variable
particularmente importante para explicar la ideación suicida. En este sentido,
Miranda, Cubillas, Román y Valdez (2009) encontraron que el grupo con ideación
suicida presentaba una autoestima significativamente más baja que el grupo sin
ideación. Por otra parte, Au, Lau y Lee (2009) observaron correlaciones
significativas con medidas de autoconcepto social.
Es
en esta multiplicidad y complejidad de factores y contextos relacionados con la
ideación suicida donde se enmarca el presente trabajo. El objetivo es
contrastar un modelo explicativo hipotético en adolescentes escolarizados en el
que se analizan los efectos directos e indirectos en la ideación suicida a
partir de variables personales (autoestima social, sintomatología depresiva,
conducta alimentaria de riesgo) y variables contextuales familiares
(funcionamiento familiar) y escolares (ajuste y victimización escolar). El
interés de este objetivo radica en el hecho de que en la literatura sobre el
tema existen muy pocas investigaciones en las que se hayan analizado la
influencia conjunta de diversos contextos y variables personales (Sun, Hui y
Watkins 2006; Yoder y Hoyt, 2005). Se considera que con este análisis se
coadyuvará en la explicación de este problema y servirá de base para el diseño de
programas de prevención de la ideación suicida.
La
representación grafica del modelo teórico denominado Modelo Explicativo
Psicosocial de Ideación Suicida (MEPIS), se presenta en la Figura 1.
Método
Participantes
La
muestra estuvo conformada por 1285 estudiantes mexicanos de escolaridad media y
media superior pertenecientes a cuatro escuelas públicas: dos de educación
secundaria (n = 634) y dos preuniversitaria (n = 651). Los adolescentes de la
muestra tenían edades comprendidas entre los 12 y los 18 años, con una media de
edad de 15.07 y una desviación estándar de 1.5. El 36.1% de los participantes
pertenecían a la adolescencia temprana (12-14); el 60.7% a la adolescencia
media (15-17) y, finalmente, el 3.2% a la adolescencia tardía (18-21). La
muestra presenta porcentajes equivalentes en género con 645 mujeres y 640
hombres.
Instrumentos
Las
variables relacionadas con la ideación suicida se aglutinaron en dos grupos:
variables contextuales y variables personales. Las variables contextuales
fueron: funcionamiento familiar, ajuste escolar y victimización escolar. Las
escalas fueron las siguientes:
Cuestionario de Funcionamiento Familiar, APGAR
Familiar, de Smilkstein, Ashworth y Montano (1982). Esta escala fue adaptada al castellano por
Bellon, Luna y Lardelli (1996). La escala original mostró una consistencia
interna de α = .84. Se obtuvo el mismo · en una muestra chilena (Caqueo y
Lemos, 2008). Es una escala unifactorial tipo likert de tres opciones de
respuesta (casi nunca, a veces, casi siempre) que consta de 5 reactivos
y proporciona un nivel general de funcionamiento familiar (por ejemplo, «¿Estás
satisfecho con la ayuda que recibes de tu familia cuando tienes algún
problema?», «¿Sientes que tu familia te quiere?»). En el presente estudio la
escala obtuvo una consistencia interna de α = .79. Este cuestionario se ha
utilizado en diversos estudios, para la valoración familiar en casos de
alcoholismo, sida, depresión y embarazos en adolescentes (Rangel, Valerio, Patiño
y García, 2004). Para su codificación se estiman valores de > 6 como
funcional y < 6 como disfuncional. En algunos casos, se valora de 0 a 3 como
disfunción grave y de 3 a 6 como leve y la funcionalidad familiar se contemplan
las puntuaciones de 7 a 10. En la validación española de Bellon, Delgado, Luna
y Lardelli (1996) la fiabilidad test-retest fue de .75. En cuanto a la validez,
en el trabajo original se obtuvo un alto grado de correlación (.80) con el
Pless-Satterwhite Family Function Índex. El análisis factorial de la validación
española reveló la existencia de un único factor en la escala integrado por los
5 ítems, que explicó el 61.9% de la varianza.
Escala breve de ajuste escolar de Moral,
Sánchez-Sosa y Villarreal-González (2010).
Esta escala tiene un Alpha de Cronbach de .79. Consta de 10 ítems con un
formato tipo likert con un rango de 6 puntos. Cinco ítems están redactados en
sentido inverso (6, 7, 8, 9 y 10). El rango de la escala va de 10 a 60. En un
estudio reciente, Moral, Sanchez-Sosa y Villarreal-González (2010) al
factorizar por Componentes Principales, con base en el criterio Kaiser,
definieron tres factores que explican el 59.597% de la varianza total: 1. Problemas
de integración escolar: Está constituida por cinco reactivos que reflejan
problemas de adaptación al medio escolar («creo que la escuela es aburrida»);
2. Rendimiento escolar: Está constituida por tres reactivos
(«disfruto realizando mis tareas escolares») y, 3. Expectativa
académica: Está constituida por dos reactivos («Estoy interesado/a en
asistir a la Universidad »). Tiene un rango de respuesta de 1 a 6 (que van de completamente
en desacuerdo a completamente de acuerdo). En cuanto a validez concurrente,
la escala presenta una correlación directa con comunicación familiar positiva
y, a su vez, inversa, con comunicación familiar negativa e ideación suicida.
Para esta investigación se utilizo la subescala de problemas de integración
escolar con una consistencia interna en este estudio de α = .84.
Escala de conductas predelictivas de Rubini y
Pombeni (1992). Consta de 23 reactivos dicotómicos
con una consistencia interna de α =.87. Para el presente estudio se utilizó la
adaptación al castellano (Cava, 2006) que consta de 19 reactivos tipo likert de
cinco opciones de respuesta (nunca, casi nunca, algunas veces, bastantes
veces y muchas veces). La escala presenta dos factores: el primero de ellos
mide conductas agresivas o predelictivas («he pintado o dañado
las paredes de la escuela», «he insultado a compañeros/as de clase») y, el segundo, victimización («Algún
compañero me insultó o me pegó», «Se burlaron de mí en clase o me hicieron
daño»). La escala global de la adaptación española reporta una fiabilidad α =
.92 que es similar a la obtenida en el presente estudio α·=.93). Para la presente
investigación se utilizó la subescala de victimización que consta de seis
reactivos y un coeficiente Alpha de Cronbach de .84. La dimensión victimización
muestra correlaciones positivas con la presencia de sintomatología depresiva y
de estrés percibido. La dimensión conducta violeta correlaciona negativamente
con la actitud positiva hacia la autoridad, la autoestima familiar y el apoyo
familiar.
Para
medir las variables personales de sintomatología depresiva, autoestima social,
y conducta alimentaria de riesgo se utilizaron las siguientes escalas.
Cuestionario de evaluación de la sintomatología
depresiva de Radloff (1977). La versión original
muestra una consistencia interna de α = .85 con una muestra aleatoria, y α =
.90 con una muestra clínica. La fiabilidad de la escala global de la adaptación
Española es de α = .83. La escala original está integrada por 20 reactivos, con
un rango de 0 a 3 y un recorrido de 0 a 60. Los reactivos de la escala fueron
seleccionados por Radloff de otras escalas de depresión. De los 20 reactivos,
16 están redactados de forma directa (1,2,3,5, 6,7,9,10,11,
13,14,15,17,18,19,20) y 4 en forma inversa (4,8,12, 16). En el instrumento
adaptado, la escala tipo likert se amplía de 4 a 5 posibilidades de respuesta (nunca,
pocas veces, algunas veces, muchas veces, siempre). Por lo que a diferencia
de la escala original el recorrido de la adaptación va de 20 a 100. Este
instrumento, evalúa la sintomatología asociada normalmente con la depresión,
pero no evalúa la depresión en sí misma por ejemplo, (« Creí que mi vida había
sido un fracaso», «Me sentí solo/a», «Tenía ganas de llorar »). Tanto la
adaptación al castellano como la escala original reportan una estructura mono
factorial. La estimación de la escala se obtiene mediante la suma de todos los
reactivos por que se tienen que invertir los valores de los reactivos
redactados en sentido inverso (4,8,12,16). A mayor puntaje mayor ánimo
depresivo. Para el presente estudio la escala mostró una coeficiente Alpha de
Cronbach de .82.
Cuestionario de evaluación de autoestima en
adolescentes AF5 de García y Musitu (1999).
Es un instrumento de 30 reactivos formulados en términos positivos y negativos
que miden el autoconcepto de los sujetos en cinco dimensiones: académica («mis
profesores me estiman»), familiar («me siento querido por mis padres»), física(«Soy
una persona atractiva»), social («soy una persona amigable») y emocional («me
asusto con facilidad»). La estructura pentadimensional se fundamenta en el
modelo teórico de Shavelson, Hubner y Stanton (1976), quienes, entre otras
características como la organización jerárquica a partir de una dimensión
general, consideran que el autoconcepto presenta diversos aspectos relacionados
(no ortogonales) pero distinguibles, que pueden encontrarse diferencialmente
relacionados con diversas áreas del comportamiento humano (Musitu, García y
Gutiérrez, 1994). Cuenta con un rango de respuestas que oscila entre 1 (nunca)
a 5 (siempre). A mayor puntuación en cada uno de los factores
mencionados, corresponde mayor autoconcepto en dicha dimensión. La versión
original reporta una consistencia interna de α = .81 para la escala general. En
cuanto a su validez, la escala discrimina entre hombres y mujeres; los hombres
muestran mayor nivel de autoestima emocional y física que las mujeres, mientras
que éstas muestran mayor nivel de autoestima académica. En relación con la
autoestima académica y física los adolescentes de 12-14 años expresan, mayores
niveles que los adolescentes de 15-17 y 18-20. Todas las dimensiones de la
autoestima correlacionan positivamente con la dimensión de socialización de
apoyo, y negativamente con las de coerción, sobreprotección y reprobación
(Musitu, García y Gutiérrez, 1994). En este estudio se utilizo la subescala de
autoestima social que consta de cinco reactivos. La consistencia interna
obtenida para esta subescala es de ·=.78 y para la escala global α =.85.
Cuestionario breve de conducta alimentaria de
riesgo de Unikel, Bojorquez y Carreño (2004).
El cuestionario fue elaborado a partir de los criterios diagnósticos del
DSM-IV. Consta de 10 preguntas sobre preocupación por engordar, práctica de
atracones, sensación de falta de control al comer y conductas alimentarias de
tipo restrictivo (dietas, ayunos, ejercicio y uso de pastillas para bajar de
peso) y purgativo (vómito autoinducido, uso de laxantes y de diuréticos). La
escala consta de 4 opciones de respuesta: nunca o casi nunca, algunas
veces, frecuentemente (dos veces en una semana) o muy frecuentemente (más de
dos veces en una semana). La mayor puntuación en el cuestionario
corresponde a mayor cantidad de anomalías en la conducta alimentaria. Presenta
una estructura factorial de tres dimensiones: Conducta Purgativa («he
vomitado después de comer para tratar de bajar de peso»), Conductas
Compensatorias («he hecho dietas para tratar de bajar de peso») y
Atracones («en ocasiones he comido demasiado, me he atascado de comida»). La
consistencia interna de la escala original es de α = .83. En el presente
estudio se obtuvo una consistencia interna de α = .82.
Escala de Ideación Suicida de Roberts (1980). Se utilizo la adaptación para población mexicana
de Mariño, Medina, Chaparro y González (1993). La Escala consta de cuatro
reactivos: «no podía seguir adelante», «tenía pensamientos sobre la muerte»,
«sentía que mi familia estaría mejor si yo estuviera muerto », y «pensé en
matarme». Las opciones de respuesta permiten conocer la ocurrencia de los
síntomas en la última semana: 1= "0 días"; 2= "1-2
días"; 3= "3-4 días", y 4= "5-7 días". El rango de
la escala varía de 4 a 16. Todos los reactivos están redactados en sentido
directo y la puntuación en la escala se obtiene por la suma simple de
reactivos. A mayor puntaje mayor ideación suicida. La fiabilidad de la escala
en adolescentes mexicanos, varía en diversos estudios de α =.78; α·=.81; α
=.83; α =.88. En esta investigación el coeficiente Alpha de Cronbach fue de α
=.84.
Procedimiento
Se
aplicaron los cuestionarios, todos de autoinforme, a cuatro centros educativos:
dos escuelas preuniversitarias y dos escuelas secundarias de dos municipios
conurbados (varios núcleos urbanos inicialmente independientes y contiguos, que
al crecer acaban formando una unidad funcional) del estado de Nuevo León,
México. Se administraron 1285 cuestionarios (651 en nivel de preuniversitario y
634 en secundaria). En cada aula, se entregaron a cada alumno los cuestionarios
correspondientes y se asignaron dos encuestadores para cada grupo. Se solicitó
la colaboración voluntaria y se les garantizó la confidencialidad y el
anonimato de las respuestas. Para evitar el efecto de fatiga y la posibilidad
de obtener respuestas falseadas debido a la fatiga se administró la batería de
instrumentos en dos momentos temporales con un intervalo de 2 días.
Análisis de Datos
Para
el análisis estadístico de los datos se utilizaron los paquetes estadísticos
SPSS15.0 y EQS 6.0 (Bentler, 1989). En el análisis de las variables, el nivel
de significación estadística se fijó en .05. Se utilizó el Modelo de Ecuaciones
Estructurales (SEM) con la finalidad de probar el modelo teórico de ideación
suicida. Debido a la desviación de la multinormalidad de los datos se
utilizaron estimadores robustos para determinar la bondad de ajuste del modelo
y la significación estadística de los coeficientes. Para el contraste del
modelo estructural se contemplaron tres índices de bondad de ajuste absoluto:
1) el error medio cuadrático de aproximación a valores de la población (RMSEA)
cuyo valor ideal es ≤.5; 2) el índice de bondad de ajuste de Joreskog (GFI) el cual
se interpreta como una proporción de varianza explicada análoga a R2 en
regresión múltiple, por lo que un GFI de 1.0 indicaría ajuste perfecto lo cual
significa que el modelo explica el 100% de la varianza en los datos observados.
Cuanto más próximo a uno sea el valor, mejor bondad de ajuste en este
indicador. El criterio más comúnmente aceptado es de ≥.90; 3) el índice de
bondad ajustado de Joreskog (AGFI) que ajusta el GFI tomando en cuenta los
grados de libertad en el modelo a prueba. El criterio que se asigna
regularmente a este indicador es ≥.90 (Tabla 1).
Asimismo
se tomaron en cuenta cuatro índices de ajuste comparativo los cuales contrastan
un modelo hipotetizado con el modelo de independencia que por definición tiene
el peor ajuste. El modelo de independencia o modelo nulo es aquel en donde
todas las correlaciones son próximas a cero, siendo el modelo saturado el otro
lado del continuo (correlaciones perfectas). Los índices de ajuste comparativo
tomados en cuenta son: 1) el índice de ajuste normado de Bentler-Bonett (NFI)
se interpreta como un porcentaje de incremento en la bondad de ajuste sobre el
modelo nulo. Por lo que un valor de .90 implica que el modelo hipotetizado
ajusta 90% mejor que el nulo; 2) el índice no normado de Bentler-Bonett (NNFI)
toma valores inferiores menores a cero y se considera que con puntuaciones
superiores a .90 se asume un adecuado ajuste; 3) el índice comparativo de
ajuste de Bentler (CFI) asume valores entre 0 y 1 y la regla práctica para el
CFI es que valores de .90 o mayores son indicativos de ajuste razonable; 4)
índice de ajuste de incremento de Bollen (IFI) que reintroduce un factor de
escala para que los valores se mantengan en el rango de 0 a 1. Los valores
comparativamente más altos que otros indican mejor ajuste.
Resultados
En
la Tabla 2 se presenta la
matriz de correlaciones de las variables. El análisis de correlación confirma
que existen correlaciones estadísticamente significativas entre la mayoría de
las variables del modelo. Asimismo, se observan correlaciones significativas y
positivas de la variable dependiente con las siguientes variables:
Sintomatología depresiva (r = .511; p = .001),
Conducta alimentaria de riesgo (r = .271; p = .001), Victimización
(r = .262; p = .001) y Problemas de ajuste escolar
(r = .218; p = .001); y correlaciones
significativas y negativas con el funcionamiento familiar (r =
-.314; p = .001) y con la autoestima social (r =
-.188; p = .001).
Mediante
la utilización de la técnica de ecuaciones estructurales se contrastó el modelo
explicativo previamente especificado para analizar la influencia directa e
indirecta de factores contextuales y personales en la ideación suicida El
modelo propuesto presenta un buen ajuste a los datos tanto en los índices de
ajuste comparativo (CFI = .951; IFI = .958; NFI = .925; NNFI = .943), como en
los índices de ajuste absoluto (GFI = .953; AGFI = .939; RMSEA = .041).
En
la figura 2 se muestra el
modelo estructural contrastado el cual explica un 33.10% de la varianza. Los
resultados confirman una relación indirecta de las variables familiares y
escolares con la ideación suicida. Asimismo, las variables personales de
sintomatología depresiva, conducta alimentaria de riesgo y victimización
escolar muestran efectos directos con la variable dependiente, la ideación
suicida. Sin embargo, la relación tanto directa como indirecta de la autoestima
social con la ideación suicida no resultó significativa.
Se
puede observar el efecto indirecto de las variables contextuales
–funcionamiento familiar y problemas de integración escolar- con la variable
dependiente, en donde el funcionamiento el familiar y los problemas de
integración escolar tienen una relación directa con la sintomatología depresiva
(β = –.33; β = .19). A su vez, la sintomatología depresiva es la variable que
mejor explica la ideación suicida al presentar una relación directa y positiva
(β =.46) y una relación indirecta a través del efecto directo con la conducta
alimentaria de riesgo (β =.51). Esta conducta, muestra también una asociación
directa y positiva con la variable dependiente, la ideación suicida (β =.10).
El contexto escolar presenta una segunda trayectoria de relaciones indirectas y
directas al observarse una relación directa y positiva de los problemas de
integración escolar y la victimización. Esta variable, a su vez, presenta una
doble relación con la ideación suicida: una relación indirecta a través de la
sintomatología depresiva (β =.18) y una relación directa y positiva (β =.08).
Discusión
La
ideación suicida se considera como un trastorno, como el inicio o primera etapa
de un continuo que lleva al individuo a consumar el suicidio. La literatura
disponible sobre el tema, al destacar su carácter multifactorial, pone de
manifiesto la necesidad de plantear modelos explicativos que coadyuven a la
prevención de este problema, que deberá de ser considerado no como causa o
síntoma sino más bien como corolario de una serie de factores de riesgo que
potencian el desarrollo de conductas desadaptativas en los adolescentes y que a
su vez propician la ideación suicida.
En
el presente trabajo, se han estudiado las relaciones entre variables
contextuales y personales con la ideación suicida. Los resultados obtenidos al
contrastar empíricamente el Modelo Explicativo Psicosocial de Ideación Suicida
(MEPIS), presentan una trayectoria de relaciones directas e indirectas con la
ideación suicida que implica variables contextuales y personales. Este modelo
nos muestra que el buen funcionamiento familiar y una adecuada integración
escolar pueden considerarse como factores protectores indirectos de la ideación
suicida. El funcionamiento familiar se relaciona positivamente con la
autoestima social y, negativamente, con la sintomatología depresiva y los
problemas de integración escolar se relacionan positivamente con la
sintomatología depresiva y con la victimización escolar, dimensiones éstas que
tienen una relación directa con la ideación suicida. Se podría decir que un
buen ajuste en los adolescentes reduciría el riesgo de ser victimizados, de
padecer sintomatologías depresivas y llevar a cabo conductas alimentarias de
riesgo de tener ideaciones suicidas. Estos resultados son coherentes con los
obtenidos por Villalobos (2009) en el sentido de que existen relaciones entre
diferentes variables de riesgo y de protección con las conductas suicidas en
general, y la ideación suicida en particular.
La
trayectoria especificada y confirmada empíricamente en este estudio que señala
a la sintomatología depresiva como la variable que mejor predice la ideación
suicida concuerda con los datos obtenidos por diversos investigadores (Konick y
Gutierrez, 2005; Park, Ryu, Han, Kwon, Kim, Kang, Yoon, Cheon y Shin, 2010)
Otro aspecto en el que se concuerda con el trabajo de estos investigadores es
en lo referente a la varianza explicada, ya que mientras las investigaciones
citadas informan de una varianza explicada de 39% el modelo que en este trabajo
hemos contrastado explica el 33.10 %.
La
relación directa estimada entre la autoestima social y la ideación suicida que
en el contraste empírico no fue significativa, concuerda con los hallazgos
obtenidos por Jiménez, Mondragón y González (2007) quienes constataron que la
autoestima no se relaciona significativamente con la ideación suicida. Sin
embargo, la evidencia empírica con respecto a la relación entre autoestima e
ideación suicida es controvertida ya que en un estudio de Yoder y Hoyt (2005)
se detectó una relación directa y significativa entre estas variables.
Asimismo, Wilburn y Smith (2005) proponían que una baja autoestima predispone
al adolescente a la depresión y por ende a las ideas suicidas. En relación a lo
señalado por estos autores, la relación estimada en el MEPIS respecto a la
autoestima social y la sintomatología depresiva tampoco fue significativa. Como
una alternativa que ayude a dilucidar la controversia entre autoestima e
ideación suicida, proponemos que futuras investigaciones contemplen dicha
relación considerando otras dimensiones de la autoestima como la emocional,
física, familiar y educativa con la finalidad de proporcionar mayor
especificidad y claridad en el análisis de estas variables.
El
Modelo Explicativo Psicosocial de Ideación Suicida propuesto en esta
investigación en el que se integran factores contextuales y personales se
encuentra en la misma línea que en el modelo estructural propuesto por Sun, Hui
y Watkins (2006), quienes observaron una relación directa de variables
contextuales con la autoestima la cual, a su vez, tenía una relación directa
con la depresión que finalmente predecía a la ideación suicida.
La
diversidad de variables que se relacionan directamente con la ideación suicida
(sintomatología depresiva, victimización escolar y conducta alimentaria de
riesgo) es probablemente el hallazgo a destacar de la presente investigación,
en la medida en que a diferencia de otros modelos explicativos en los que se
informa de sólo relaciones directas y significativas de la depresión (Sun, Hui
y Watkins 2006) o de otras variables relacionadas con el factor emocional, como
la desesperanza (Rud, 1990; Konick y Gutiérrez, 2005; Villalobos, 2009), el
modelo que proponemos muestra la idea en gran parte defendida por la comunidad
internacional de que la ideación suicida es un fenómeno multifactorial y que es
en esta dirección por donde hay que caminar en los futuros trabajos científicos
(Cheng, et al. 2009).
Con
esta investigación podríamos afirmar que el MEPIS se ajusta bien a los datos y
es compatible con el modelo teórico propuesto, al integrar una estructura
contextual que presenta una relación indirecta y significativa del
funcionamiento familiar y los problemas de integración escolar con la variable
dependiente. Asimismo, muestra una relación directa y significativa de la
victimización escolar, sintomatología depresiva y conducta alimentaria de
riesgo con la ideación suicida.
Un
resultado que nos parece de interés resaltar es la relación directa y
significativa de la victimización escolar y la conducta alimentaria de riesgo
con la ideación suicida porque, consideramos, que enriquece muy
substantivamente lo hasta ahora planteado por la Comunidad Científica
Internacional, en el sentido de que trascendemos las variables de tipo
emocional para adentrarnos en otros escenarios en los que participa activamente
el adolescente, como la familia (funcionamiento y comunicación), escolares
(ajuste y clima), además del trastorno alimentario y la sintomatología
depresiva, ésta última más comúnmente utilizada para la explicación de la
ideación suicida.
Finalmente,
y debido al carácter trasversal y correlacional del estudio, cabe aclarar que
las relaciones expresadas no son de tipo causal (Paneth y Susser, 2002), por lo
que los resultados obtenidos en este trabajo deben interpretarse con cautela.
Pese a estas limitaciones, creemos que los hallazgos aquí expuestos pueden
orientar futuras investigaciones que además de replicar las relaciones aquí
analizadas, integren variables con la finalidad de construir modelos con mayor
poder heurístico que permita el diseño de programas de prevención e
intervención en ideación suicida.
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Dirección para correspondencia:
Juan Carlos Sánchez-Sosa
Facultad de Psicología
Universidad Autónoma de Nuevo León.
Ave. Dr. Carlos Canseco # 110 y Dr. Eduardo Aguirre Pequeño
Colonia Mitras Centro
C.P.64460, Monterrey Nuevo León (México)
E-mail: juan.sanchezss@uanl.edu.mx
Juan Carlos Sánchez-Sosa
Facultad de Psicología
Universidad Autónoma de Nuevo León.
Ave. Dr. Carlos Canseco # 110 y Dr. Eduardo Aguirre Pequeño
Colonia Mitras Centro
C.P.64460, Monterrey Nuevo León (México)
E-mail: juan.sanchezss@uanl.edu.mx
Manuscrito
Recibido: 02/06/2010
Revisión Recibida: 08/09/2010
Manuscrito Aceptado: 18/10/2010
Revisión Recibida: 08/09/2010
Manuscrito Aceptado: 18/10/2010
