ideación suicida en adolescentes: un análisis psicosocial...

Intervención PsicosocialVol. 19, n. 3, 2010 - pp. 279-287

Copyright 2010 by the Colegio Oficial de Psicólogos de MadridISSN: 1132-0559 - DOI: 10.5093/in2010v19n3a8

Ideación Suicida en Adolescentes: Un Análisis Psicosocial

Suicidal Ideation among Adolescents: A Psychosocial AnalysisJuan Carlos Sánchez-Sosa María Elena Villarreal-González

Universidad Autónoma de Nuevo León - México Universidad Autónoma de Nuevo León - MéxicoGonzalo Musitu Belen Martínez Ferrer

Universidad Pablo de Olavide - España Universidad Pablo de Olavide - España

Resumen. Se especificó y contrastó un modelo explicativo psicosocial de ideación suicida en adolescen-tes, mediante un estudio explicativo de tipo transversal. Se utilizó una muestra probabilística estratificadade 1285 estudiantes mexicanos de escolaridad media y media superior. Los instrumentos utilizados teníaníndices adecuados de fiabilidad. Se contrastó el modelo con la técnica de ecuaciones estructurales utilizan-do el paquete estadístico EQS 6.1 que explicó el 33.10 % de varianza explicada. Los resultados mostraronque 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 ModeloExplicativo Psicosocial de Ideación Suicida (MEPIS) se ajustaba bien a los datos y era compatible con elmodelo teórico propuesto, al integrar una estructura contextual que presentaba una relación indirecta y sig-nificativa 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, sintomatolo-gía 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 explana-tory 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 equa-tions technique and the statistical package EQS 6.1, which explained the 33.10 of variance. The resultsshowed satisfactory levels of absolute goodness of fit (RMSEA =. 41, GFI =. 953, AGFI =. 939) and com-parative goodness of fit (CFI =. 951, IFI =. 958; NFI =. 925, NNFI =. 943). Finally, the PsychosocialSuicide Ideation Model (MEPIS, in Spanish) conforms well to the data and was compatible with the theo-retical model proposed, in that it integrates a contextual structure showing a significant indirect relation-ship of family functioning and problems of school integration with the dependent variable. In addition, itwas also observed that there was a direct and significant relation between school victimization, depressivesymptoms, eating risk behavior and suicidal ideation.Keywords: adolescence, family, psychosocial factors, school, suicidal ideation.

Introducción

El suicidio podría definirse como un proceso que seinicia con la ideación en sus diferentes expresiones(preocupación autodestructiva, planificación de unacto letal, deseo de muerte) discurre por el intento sui-cida y finaliza con el suicidio consumado. Por estarazón, se considera que la investigación en ideaciónsuicida, así como la identificación de factores asocia-dos a ésta, resulta de particular importancia en la pre-vención del suicidio (Paneth y Susser, 2002; Perez,1999). En estudios recientes se subraya que el suicidiorepresenta la tercera causa de muerte de adolescentesen el mundo (Suk, Van Mill, Vermeiren, Ruchkin,Schwab-Stone, Doreleijers y Deboutte 2009; WorldHealth Organization, 2001). La Organización Mundial

de la Salud -OMS- (2006) informa que aproximada-mente un millón de personas murieron por suicidio enel año 2000, y que las tasas de suicidio global hanaumentado en un 60% en los últimos 45 años.

En el ámbito de la adolescencia, en la mayoría delos países de todo el mundo se está informando que lastasas de suicidio entre los adolescentes está aumentan-do de forma alaramante (OMS, 2006). En México,lugar donde se ha realizado este estudio, se ha consta-tado que entre 1990 y 2000, la tasa de mortalidad porsuicidios se duplicó en el grupo de 11 a 19 años conrespecto al período anterior de 1980 a 1990, con unincremento todavía más marcado entre las mujeres(Puentes, López y Martínez, 2004). Además, el suici-dio tiene un profundo impacto psicológico y social queafecta directamente a otras personas, fundamentalmen-

La correspondencia sobre este artículo puede dirigirse a Juan CarlosSánchez-Sosa. Facultad de Psicología. Universidad Autónoma deNuevo León. Ave. Dr. Carlos Canseco # 110 y Dr. Eduardo AguirrePequeño. Colonia Mitras Centro. C.P.64460, Monterrey Nuevo León.México. E-mail: [email protected]

Agradecimientos: Esta investigación se ha elaborado en el marco delproyecto de investigación PSI 2008-01535/ PSIC “Violencia escolar:victimización y reputación social en la adolescencia” subvencionadopor el Ministerio de Ciencia e Innovación de España.

te las más próximas (Suk et al., 2009). La OMS en el2000, señala que un suicidio individual afecta profun-damente al menos a otras seis personas y, en caso deocurrir en una institución educativa o en el lugar de tra-bajo, el impacto es todavía mayor.

La ideación suicida es un fenómeno complejo endonde intervienen factores tanto personales, comofamiliares y escolares (Cheng, Tao, Riley, Kann, Ye,Tian, Tian, Hu y Che, 2009). En relación al contextofamiliar, Lai y Shek (2009) en una investigación de5557 estudiantes de secundaria de Hong Kong obtu-vieron correlaciones significativas (r=-.460) entre fun-cionamiento familiar e ideación suicida. También, VanRenen y Wild (2008) constataron en una muestra deadolescentes que el grupo que mostraba mayor idea-ción suicida también tenía una menor comunicación ymayores conflictos con sus padres. En un estudio deprevalencia realizado en la Ciudad de México, Pérez,Rivera, Atienzo, de Castro, Leyva, y Chávez, (2010)concluyeron que los estudiantes que informaron quetenían un bajo apoyo familiar tenían un 69% más deprobabilidad de presentar ideación suicida.

Además del contexto familiar, la escuela representapara el adolescente un contexto interactivo crucial ensu desarrollo psicosocial (Estévez, Jiménez y Musitu,2007; Musitu, Jiménez y Estévez, 2009). En un traba-jo reciente, Sánchez-Sosa (2009) observó una relaciónnegativa y significativa entre el ajuste escolar y la ide-ación suicida. También, Pérez et al. (2010) constataronque los adolescentes con poco reconocimiento escolarson más proclives a manifestar ideación suicida, y, enla misma línea conceptual, Bonanno y Hymel (2010)observaron mediante un análisis de regresión que lavictimización escolar es un factor predictivo de la ide-ación suicida.

Junto con los contextos familiar y escolar el factorpersonal o psicológico representa el otro escenario endonde las variables que lo representan tienen unamayor relación con la ideación suicida que las varia-bles que representan los escenarios familiar y escolar(Sánchez-Sosa, 2009; Sun, Hui y Watkins 2006). Porejemplo, se ha observado en numerosas investigacio-nes que la depresión es la variable más relacionada conla ideación suicida (Au, Lau y Lee, 2009; Garlow,Rosenberg, Moore, Haas, Koestner, Hendin, yNemeroff, 2008; McLaren y Challis, 2009). En estesentido, Hintikka, Koivumaa, Lehto, Tolmunen,Honkalampi, Haatainen, y Viinamaki, (2009) conclu-yeron en un interesante trabajo que un estado de ánimodepresivo se debe considerar como una condición pre-via necesaria para que surja la ideación suicida.

En relación con las conductas alimentarias de ries-go, en estudios recientes se han obtenido relacionessignificativas entre variables asociadas a problemasalimenticios y la ideación suicida (Sánchez-Sosa,Villarreal, Musitu, 2010). Recientemente, Goldney,Dunn, Air, Dal Grande y Taylor (2009) realizaron unestudio para determinar la relación entre índice de

masa corporal, salud mental e ideación suicida y con-cluyeron que no existe relación entre valores altos deíndice de masa corporal e ideación suicida. En unainvestigación con adolescentes coreanos, Don-Sik,Youngtae, Sung-Il y In-Sook (2009) observaron unarelación significativa entre valores bajos de índice demasa corporal, conductas alimentarias de riesgo y laideación suicida. Estos hallazgos sugieren que más queuna relación con índices antropométricos, la ideaciónsuicida está asociada a trastornos de conducta alimen-taria.

Entre las variables psicológicas, se ha demostradoque la autoestima es una variable particularmenteimportante para explicar la ideación suicida. En estesentido, Miranda, Cubillas, Román y Valdez (2009)encontraron que el grupo con ideación suicida presen-taba una autoestima significativamente más baja que elgrupo sin ideación. Por otra parte, Au, Lau y Lee(2009) observaron correlaciones significativas conmedidas de autoconcepto social.

Es en esta multiplicidad y complejidad de factores ycontextos relacionados con la ideación suicida dondese enmarca el presente trabajo. El objetivo es contras-tar un modelo explicativo hipotético en adolescentesescolarizados en el que se analizan los efectos directose indirectos en la ideación suicida a partir de variablespersonales (autoestima social, sintomatología depresi-va, conducta alimentaria de riesgo) y variables contex-tuales familiares (funcionamiento familiar) y escolares(ajuste y victimización escolar). El interés de este obje-tivo radica en el hecho de que en la literatura sobre eltema existen muy pocas investigaciones en las que sehayan analizado la influencia conjunta de diversoscontextos y variables personales (Sun, Hui y Watkins2006; Yoder y Hoyt, 2005). Se considera que con esteanálisis se coadyuvará en la explicación de este proble-ma y servirá de base para el diseño de programas deprevención de la ideación suicida.

La representación grafica del modelo teórico deno-minado Modelo Explicativo Psicosocial de IdeaciónSuicida (MEPIS), se presenta en la Figura 1.

Método

Participantes

La muestra estuvo conformada por 1285 estudiantesmexicanos de escolaridad media y media superior per-tenecientes a cuatro escuelas públicas: dos de educa-ción secundaria (n = 634) y dos preuniversitaria (n =651). Los adolescentes de la muestra tenían edadescomprendidas entre los 12 y los 18 años, con unamedia de edad de 15.07 y una desviación estándar de1.5. El 36.1% de los participantes pertenecían a la ado-lescencia temprana (12-14); el 60.7% a la adolescenciamedia (15-17) y, finalmente, el 3.2% a la adolescenciatardía (18-21). La muestra presenta porcentajes equi-valentes en género con 645 mujeres y 640 hombres.

280 IDEACIÓN SUICIDA EN ADOLESCENTES



Instrumentos

Las variables relacionadas con la ideación suicida seaglutinaron en dos grupos: variables contextuales yvariables personales. Las variables contextuales fue-ron: funcionamiento familiar, ajuste escolar y victimi-zación escolar. Las escalas fueron las siguientes:

Cuestionario de Funcionamiento Familiar, APGARFamiliar, de Smilkstein, Ashworth y Montano (1982).Esta escala fue adaptada al castellano por Bellon, Lunay Lardelli (1996). La escala original mostró una consis-tencia interna de α = .84. Se obtuvo el mismo · en unamuestra chilena (Caqueo y Lemos, 2008). Es una esca-la unifactorial tipo likert de tres opciones de respuesta(casi nunca, a veces, casi siempre) que consta de 5reactivos y proporciona un nivel general de funciona-miento familiar (por ejemplo, «¿Estás satisfecho con laayuda que recibes de tu familia cuando tienes algúnproblema?», «¿Sientes que tu familia te quiere?»). En elpresente estudio la escala obtuvo una consistencia inter-na de α = .79. Este cuestionario se ha utilizado en diver-sos estudios, para la valoración familiar en casos dealcoholismo, sida, depresión y embarazos en adoles-centes (Rangel, Valerio, Patiño y García, 2004). Para sucodificación se estiman valores de > 6 como funcionaly < 6 como disfuncional. En algunos casos, se valora de0 a 3 como disfunción grave y de 3 a 6 como leve y lafuncionalidad familiar se contemplan las puntuacionesde 7 a 10. En la validación española de Bellon,Delgado, Luna y Lardelli (1996) la fiabilidad test-retestfue de .75. En cuanto a la validez, en el trabajo original

se obtuvo un alto grado de correlación (.80) con elPless-Satterwhite Family Function Índex. El análisisfactorial de la validación española reveló la existenciade 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 unAlpha de Cronbach de .79. Consta de 10 ítems con unformato tipo likert con un rango de 6 puntos. Cincoítems están redactados en sentido inverso (6, 7, 8, 9 y10). El rango de la escala va de 10 a 60. En un estudioreciente, Moral, Sanchez-Sosa y Villarreal-González(2010) al factorizar por Componentes Principales, conbase en el criterio Kaiser, definieron tres factores queexplican el 59.597% de la varianza total: 1. Problemasde integración escolar: Está constituida por cincoreactivos que reflejan problemas de adaptación almedio escolar («creo que la escuela es aburrida»); 2.Rendimiento escolar: Está constituida por tres reacti-vos («disfruto realizando mis tareas escolares») y, 3.Expectativa académica: Está constituida por dos reac-tivos («Estoy interesado/a en asistir a la Universidad»). Tiene un rango de respuesta de 1 a 6 (que van decompletamente en desacuerdo a completamente deacuerdo). En cuanto a validez concurrente, la escalapresenta una correlación directa con comunicaciónfamiliar positiva y, a su vez, inversa, con comunica-ción familiar negativa e ideación suicida. Para estainvestigación se utilizo la subescala de problemas deintegración escolar con una consistencia interna en esteestudio de α = .84.



JUAN CARLOS SÁNCHEZ-SOSA, MARÍA ELENA VILLARREAL-GONZÁLEZ, GONZALO MUSITU Y BELEN MARTÍNEZ 281

Figura 1. Modelo hipotético de ideación suicida

Escala de conductas predelictivas de Rubini yPombeni (1992). Consta de 23 reactivos dicotómicoscon una consistencia interna de α =.87. Para el presen-te estudio se utilizó la adaptación al castellano (Cava,2006) que consta de 19 reactivos tipo likert de cincoopciones de respuesta (nunca, casi nunca, algunasveces, bastantes veces y muchas veces). La escala pre-senta dos factores: el primero de ellos mide conductasagresivas o predelictivas («he pintado o dañado lasparedes de la escuela», «he insultado a compañeros/asde clase») y, el segundo, victimización («Algún com-pañero me insultó o me pegó», «Se burlaron de mí enclase o me hicieron daño»). La escala global de laadaptación española reporta una fiabilidad α = .92 quees similar a la obtenida en el presente estudio α·=.93).Para la presente investigación se utilizó la subescala devictimización que consta de seis reactivos y un coefi-ciente Alpha de Cronbach de .84. La dimensión victi-mización muestra correlaciones positivas con la pre-sencia de sintomatología depresiva y de estrés percibi-do. La dimensión conducta violeta correlaciona nega-tivamente con la actitud positiva hacia la autoridad, laautoestima familiar y el apoyo familiar.

Para medir las variables personales de sintomatolo-gía depresiva, autoestima social, y conducta alimenta-ria de riesgo se utilizaron las siguientes escalas.

Cuestionario de evaluación de la sintomatologíadepresiva de Radloff (1977). La versión original mues-tra una consistencia interna de α = .85 con una mues-tra aleatoria, y α = .90 con una muestra clínica. La fia-bilidad de la escala global de la adaptación Española esde α = .83. La escala original está integrada por 20reactivos, con un rango de 0 a 3 y un recorrido de 0 a60. Los reactivos de la escala fueron seleccionados porRadloff de otras escalas de depresión. De los 20 reac-tivos, 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 inver-sa (4,8,12, 16). En el instrumento adaptado, la escalatipo likert se amplía de 4 a 5 posibilidades de respues-ta (nunca, pocas veces, algunas veces, muchas veces,siempre). Por lo que a diferencia de la escala originalel recorrido de la adaptación va de 20 a 100. Este ins-trumento, evalúa la sintomatología asociada normal-mente con la depresión, pero no evalúa la depresión ensí misma por ejemplo, (« Creí que mi vida había sidoun fracaso», «Me sentí solo/a», «Tenía ganas de llo-rar»). Tanto la adaptación al castellano como la escalaoriginal reportan una estructura mono factorial. Laestimación de la escala se obtiene mediante la suma detodos los reactivos por que se tienen que invertir losvalores 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 coeficien-te Alpha de Cronbach de .82.

Cuestionario de evaluación de autoestima en ado-lescentes AF5 de García y Musitu (1999). Es un instru-mento de 30 reactivos formulados en términos positi-vos y negativos que miden el autoconcepto de los suje-

tos en cinco dimensiones: académica («mis profesoresme estiman»), familiar («me siento querido por mispadres»), física («Soy una persona atractiva»), social(«soy una persona amigable») y emocional («me asus-to con facilidad»). La estructura pentadimensional sefundamenta en el modelo teórico de Shavelson,Hubner y Stanton (1976), quienes, entre otras caracte-rísticas como la organización jerárquica a partir de unadimensión general, consideran que el autoconceptopresenta diversos aspectos relacionados (no ortogona-les) pero distinguibles, que pueden encontrarse dife-rencialmente relacionados con diversas áreas del com-portamiento humano (Musitu, García y Gutiérrez,1994). Cuenta con un rango de respuestas que oscilaentre 1 (nunca) a 5 (siempre). A mayor puntuación encada uno de los factores mencionados, correspondemayor autoconcepto en dicha dimensión. La versiónoriginal reporta una consistencia interna de α = .81para la escala general. En cuanto a su validez, la esca-la discrimina entre hombres y mujeres; los hombresmuestran mayor nivel de autoestima emocional y físi-ca que las mujeres, mientras que éstas muestran mayornivel de autoestima académica. En relación con laautoestima académica y física los adolescentes de 12-14 años expresan, mayores niveles que los adolescen-tes de 15-17 y 18-20. Todas las dimensiones de la auto-estima correlacionan positivamente con la dimensiónde socialización de apoyo, y negativamente con las decoerción, sobreprotección y reprobación (Musitu,García y Gutiérrez, 1994). En este estudio se utilizo lasubescala de autoestima social que consta de cincoreactivos. La consistencia interna obtenida para estasubescala es de ·=.78 y para la escala global α =.85.

Cuestionario breve de conducta alimentaria de ries-go de Unikel, Bojorquez y Carreño (2004). El cuestio-nario fue elaborado a partir de los criterios diagnósticosdel DSM-IV. Consta de 10 preguntas sobre preocupa-ción por engordar, práctica de atracones, sensación defalta de control al comer y conductas alimentarias detipo restrictivo (dietas, ayunos, ejercicio y uso de pasti-llas para bajar de peso) y purgativo (vómito autoinduci-do, uso de laxantes y de diuréticos). La escala consta de4 opciones de respuesta: nunca o casi nunca, algunasveces, frecuentemente (dos veces en una semana) o muyfrecuentemente (más de dos veces en una semana). Lamayor puntuación en el cuestionario corresponde amayor cantidad de anomalías en la conducta alimenta-ria. Presenta una estructura factorial de tres dimensio-nes: Conducta Purgativa («he vomitado después decomer para tratar de bajar de peso»), ConductasCompensatorias («he hecho dietas para tratar de bajarde peso») y Atracones («en ocasiones he comido dema-siado, me he atascado de comida»). La consistenciainterna de la escala original es de α = .83. En el presen-te estudio se obtuvo una consistencia interna de α = .82.

Escala de Ideación Suicida de Roberts (1980). Seutilizo la adaptación para población mexicana deMariño, Medina, Chaparro y González (1993). La




Escala consta de cuatro reactivos: «no podía seguiradelante», «tenía pensamientos sobre la muerte», «sen-tía que mi familia estaría mejor si yo estuviera muer-to», y «pensé en matarme». Las opciones de respuestapermiten conocer la ocurrencia de los síntomas en laúltima semana: 1= “0 días”; 2= “1-2 días”; 3= “3-4días”, y 4= “5-7 días”. El rango de la escala varía de4 a 16. Todos los reactivos están redactados en sentidodirecto y la puntuación en la escala se obtiene por lasuma simple de reactivos. A mayor puntaje mayor ide-ación suicida. La fiabilidad de la escala en adolescen-tes mexicanos, varía en diversos estudios de α =.78;α·=.81; α =.83; α =.88. En esta investigación el coefi-ciente Alpha de Cronbach fue de α =.84.

Procedimiento

Se aplicaron los cuestionarios, todos de autoinfor-me, a cuatro centros educativos: dos escuelas preuni-versitarias y dos escuelas secundarias de dos munici-pios conurbados (varios núcleos urbanos inicialmenteindependientes y contiguos, que al crecer acaban for-mando una unidad funcional) del estado de NuevoLeón, México. Se administraron 1285 cuestionarios(651 en nivel de preuniversitario y 634 en secundaria).En cada aula, se entregaron a cada alumno los cuestio-narios correspondientes y se asignaron dos encuesta-dores para cada grupo. Se solicitó la colaboraciónvoluntaria y se les garantizó la confidencialidad y elanonimato de las respuestas. Para evitar el efecto defatiga y la posibilidad de obtener respuestas falseadasdebido a la fatiga se administró la batería de instru-mentos en dos momentos temporales con un intervalode 2 días.

Análisis de Datos

Para el análisis estadístico de los datos se utilizaronlos paquetes estadísticos SPSS15.0 y EQS 6.0 (Bentler,1989). En el análisis de las variables, el nivel de signi-ficación estadística se fijó en .05. Se utilizó el Modelode Ecuaciones Estructurales (SEM) con la finalidad de

probar el modelo teórico de ideación suicida. Debido ala desviación de la multinormalidad de los datos se uti-lizaron estimadores robustos para determinar la bon-dad de ajuste del modelo y la significación estadísticade los coeficientes. Para el contraste del modeloestructural se contemplaron tres índices de bondad deajuste absoluto: 1) el error medio cuadrático de aproxi-mación a valores de la población (RMSEA) cuyo valorideal es ≤.5; 2) el índice de bondad de ajuste deJoreskog (GFI) el cual se interpreta como una propor-ción de varianza explicada análoga a R2 en regresiónmúltiple, por lo que un GFI de 1.0 indicaría ajuste per-fecto lo cual significa que el modelo explica el 100%de la varianza en los datos observados. Cuanto máspróximo a uno sea el valor, mejor bondad de ajuste eneste indicador. El criterio más comúnmente aceptado esde ≥.90; 3) el índice de bondad ajustado de Joreskog(AGFI) que ajusta el GFI tomando en cuenta los gradosde libertad en el modelo a prueba. El criterio que seasigna regularmente a este indicador es ≥.90 (Tabla 1).

Asimismo se tomaron en cuenta cuatro índices deajuste comparativo los cuales contrastan un modelohipotetizado con el modelo de independencia que pordefinición tiene el peor ajuste. El modelo de indepen-dencia o modelo nulo es aquel en donde todas lascorrelaciones son próximas a cero, siendo el modelosaturado el otro lado del continuo (correlaciones per-fectas). Los índices de ajuste comparativo tomados encuenta son: 1) el índice de ajuste normado de Bentler-Bonett (NFI) se interpreta como un porcentaje deincremento en la bondad de ajuste sobre el modelonulo. Por lo que un valor de .90 implica que el modelohipotetizado ajusta 90% mejor que el nulo; 2) el índiceno normado de Bentler-Bonett (NNFI) toma valoresinferiores menores a cero y se considera que con pun-tuaciones superiores a .90 se asume un adecuado ajus-te; 3) el índice comparativo de ajuste de Bentler (CFI)asume valores entre 0 y 1 y la regla práctica para elCFI es que valores de .90 o mayores son indicativos deajuste razonable; 4) índice de ajuste de incremento deBollen (IFI) que reintroduce un factor de escala paraque los valores se mantengan en el rango de 0 a 1. Losvalores comparativamente más altos que otros indicanmejor ajuste.




Tabla 1. Bondad de ajuste Modelo Explicativo de Ideación Suicida

Valores Modelo

Índices de ajuste NoAdecuado Adecuado

Explicativo

Error cuadrático medio de aproximación (RMSEA) >.099 ≤.05 .041Índice de bondad de ajuste de Joreskog (GFI) <.85 ≥.95 .953Índice de bondad ajustado de Joreskog (AGFI) <.80 ≥.90 .939Índice de ajuste normado de Bentler-Bonett (NFI) <.80 ≥.90 .925Índice de ajuste no normado de Bentler-Bonett (NNFI) <.85 ≥.95 .943Índice comparativo de ajuste de Bentler (CFI) <.85 ≥.95 .951Índice de Ajuste de Incremento o ¢ de Bollen (IFI) <.80 ≥.90 .952

Resultados

En la Tabla 2 se presenta la matriz de correlacionesde las variables. El análisis de correlación confirmaque existen correlaciones estadísticamente significati-vas entre la mayoría de las variables del modelo.Asimismo, se observan correlaciones significativas ypositivas de la variable dependiente con las siguientesvariables: Sintomatología depresiva (r = .511; p =.001), Conducta alimentaria de riesgo (r = .271; p =.001), Victimización (r = .262; p = .001) y Problemasde ajuste escolar (r = .218; p = .001); y correlacionessignificativas y negativas con el funcionamiento fami-liar (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 previa-mente especificado para analizar la influencia directa eindirecta de factores contextuales y personales en laideación suicida El modelo propuesto presenta un buenajuste a los datos tanto en los índices de ajuste compa-rativo (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 con-trastado el cual explica un 33.10% de la varianza. Losresultados confirman una relación indirecta de lasvariables familiares y escolares con la ideación suici-da. Asimismo, las variables personales de sintomatolo-gía depresiva, conducta alimentaria de riesgo y victi-mización escolar muestran efectos directos con lavariable dependiente, la ideación suicida. Sin embargo,




Tabla 2. Matriz de correlación entre las variables del Modelo Explicativo Psicosocial de Ideación Suicida

Ideación Sint. A.E. Prob. Aj. Func.suicida depresiva Victimización Car. social escolar familiar

Ideación suicida 1Sint. depresiva .511(**) 1Victimización .262(**) .281(**) 1Cond. alimentaria riesgo .271(**) .373(**) .240(**) 1Autoestima social -.188(**) -.234(**) -.161(**) -.038 1Prob. ajuste escolar .218(**) .252(**) .382(**) .196(**) -.266(**) 1Func. familiar -.314(**) -.382(**) -.192(**) -.168(**) .256(**) -.161(**) 1

**p < 0.01 (bilateral)

Figura 2. Modelo Explicativo Psicosocial de Ideación Suicida

Nota. Las líneas continuas representan relaciones significativas entre las variables. La significación de las relaciones se ha determinado a partir del error estándar. ***p < 0.001. Las líneas dis-continuas representan relaciones no significativas.

la relación tanto directa como indirecta de la autoesti-ma social con la ideación suicida no resultó significa-tiva.

Se puede observar el efecto indirecto de las varia-bles contextuales –funcionamiento familiar y proble-mas de integración escolar- con la variable dependien-te, en donde el funcionamiento el familiar y los proble-mas de integración escolar tienen una relación directacon la sintomatología depresiva (β = –.33; β = .19). Asu vez, la sintomatología depresiva es la variable quemejor explica la ideación suicida al presentar una rela-ción directa y positiva (β =.46) y una relación indirec-ta a través del efecto directo con la conducta alimenta-ria de riesgo (β =.51). Esta conducta, muestra tambiénuna asociación directa y positiva con la variable depen-diente, la ideación suicida (β =.10). El contexto esco-lar presenta una segunda trayectoria de relaciones indi-rectas y directas al observarse una relación directa ypositiva de los problemas de integración escolar y lavictimización. Esta variable, a su vez, presenta unadoble relación con la ideación suicida: una relaciónindirecta 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 quelleva al individuo a consumar el suicidio. La literaturadisponible sobre el tema, al destacar su carácter multi-factorial, pone de manifiesto la necesidad de plantearmodelos explicativos que coadyuven a la prevenciónde este problema, que deberá de ser considerado nocomo causa o síntoma sino más bien como corolario deuna serie de factores de riesgo que potencian el des-arrollo de conductas desadaptativas en los adolescen-tes y que a su vez propician la ideación suicida.

En el presente trabajo, se han estudiado las relacio-nes entre variables contextuales y personales con laideación suicida. Los resultados obtenidos al contrastarempíricamente el Modelo Explicativo Psicosocial deIdeación Suicida (MEPIS), presentan una trayectoriade relaciones directas e indirectas con la ideación sui-cida que implica variables contextuales y personales.Este modelo nos muestra que el buen funcionamientofamiliar y una adecuada integración escolar puedenconsiderarse como factores protectores indirectos de laideación suicida. El funcionamiento familiar se rela-ciona positivamente con la autoestima social y, negati-vamente, con la sintomatología depresiva y los proble-mas de integración escolar se relacionan positivamen-te con la sintomatología depresiva y con la victimiza-ción escolar, dimensiones éstas que tienen una relacióndirecta con la ideación suicida. Se podría decir que unbuen ajuste en los adolescentes reduciría el riesgo deser victimizados, de padecer sintomatologías depresi-vas y llevar a cabo conductas alimentarias de riesgo y

de tener ideaciones suicidas. Estos resultados soncoherentes con los obtenidos por Villalobos (2009) enel sentido de que existen relaciones entre diferentesvariables de riesgo y de protección con las conductassuicidas en general, y la ideación suicida en particular.

La trayectoria especificada y confirmada empírica-mente en este estudio que señala a la sintomatologíadepresiva como la variable que mejor predice la idea-ción suicida concuerda con los datos obtenidos pordiversos investigadores (Konick y Gutierrez, 2005;Park, Ryu, Han, Kwon, Kim, Kang, Yoon, Cheon yShin, 2010) Otro aspecto en el que se concuerda con eltrabajo de estos investigadores es en lo referente a lavarianza explicada, ya que mientras las investigacionescitadas informan de una varianza explicada de 39% elmodelo que en este trabajo hemos contrastado explicael 33.10 %.

La relación directa estimada entre la autoestimasocial y la ideación suicida que en el contraste empíri-co no fue significativa, concuerda con los hallazgosobtenidos por Jiménez, Mondragón y González (2007)quienes constataron que la autoestima no se relacionasignificativamente con la ideación suicida. Sin embar-go, la evidencia empírica con respecto a la relaciónentre autoestima e ideación suicida es controvertida yaque en un estudio de Yoder y Hoyt (2005) se detectóuna relación directa y significativa entre estas varia-bles. Asimismo, Wilburn y Smith (2005) proponíanque una baja autoestima predispone al adolescente a ladepresión y por ende a las ideas suicidas. En relación alo señalado por estos autores, la relación estimada en elMEPIS respecto a la autoestima social y la sintomato-logía depresiva tampoco fue significativa. Como unaalternativa que ayude a dilucidar la controversia entreautoestima e ideación suicida, proponemos que futurasinvestigaciones contemplen dicha relación consideran-do otras dimensiones de la autoestima como la emocio-nal, física, familiar y educativa con la finalidad de pro-porcionar mayor especificidad y claridad en el análisisde estas variables.

El Modelo Explicativo Psicosocial de IdeaciónSuicida propuesto en esta investigación en el que seintegran factores contextuales y personales se encuen-tra en la misma línea que en el modelo estructural pro-puesto por Sun, Hui y Watkins (2006), quienes obser-varon una relación directa de variables contextualescon la autoestima la cual, a su vez, tenía una relacióndirecta con la depresión que finalmente predecía a laideación suicida.

La diversidad de variables que se relacionan direc-tamente con la ideación suicida (sintomatología depre-siva, victimización escolar y conducta alimentaria deriesgo) es probablemente el hallazgo a destacar de lapresente investigación, en la medida en que a diferen-cia de otros modelos explicativos en los que se infor-ma de sólo relaciones directas y significativas de ladepresión (Sun, Hui y Watkins 2006) o de otras varia-bles relacionadas con el factor emocional, como la des-




esperanza (Rud, 1990; Konick y Gutiérrez, 2005;Villalobos, 2009), el modelo que proponemos muestrala idea en gran parte defendida por la comunidad inter-nacional de que la ideación suicida es un fenómenomultifactorial y que es en esta dirección por donde hayque caminar en los futuros trabajos científicos (Cheng,et al. 2009).

Con esta investigación podríamos afirmar que elMEPIS se ajusta bien a los datos y es compatible conel modelo teórico propuesto, al integrar una estructu-ra contextual que presenta una relación indirecta y sig-nificativa del funcionamiento familiar y los problemasde integración escolar con la variable dependiente.Asimismo, muestra una relación directa y significati-va de la victimización escolar, sintomatología depresi-va y conducta alimentaria de riesgo con la ideaciónsuicida.

Un resultado que nos parece de interés resaltar es larelación directa y significativa de la victimizaciónescolar y la conducta alimentaria de riesgo con la ide-ación suicida porque, consideramos, que enriquecemuy substantivamente lo hasta ahora planteado por laComunidad Científica Internacional, en el sentido deque trascendemos las variables de tipo emocional paraadentrarnos en otros escenarios en los que participaactivamente el adolescente, como la familia (funciona-miento y comunicación), escolares (ajuste y clima),además del trastorno alimentario y la sintomatologíadepresiva, ésta última más comúnmente utilizada parala explicación de la ideación suicida.

Finalmente, y debido al carácter trasversal y corre-lacional del estudio, cabe aclarar que las relacionesexpresadas no son de tipo causal (Paneth y Susser,2002), por lo que los resultados obtenidos en este tra-bajo deben interpretarse con cautela. Pese a estas limi-taciones, creemos que los hallazgos aquí expuestospueden orientar futuras investigaciones que además dereplicar las relaciones aquí analizadas, integren varia-bles con la finalidad de construir modelos con mayorpoder heurístico que permita el diseño de programas deprevención e intervención en ideación suicida.

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Manuscrito Recibido: 02/06/2010Revisión Recibida: 08/09/2010

Manuscrito Aceptado: 18/10/2010

ideación suicida en adolescentes: un análisis psicosocial...

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