Un modelo explicativo del consumo de alcohol entre estudiantes de licenciatura

 

An Explanatory Model of Alcohol Consumption among College Students

 

Javier Aguilar¹, Amira Aguilar & Alejandra Valencia

 

Universidad Nacional Autónoma de México

 

¹ Correspondencia:
Contacto: Ciudad Universitaria no. 3000,
Col. Copilco Universidad, C.P.04360,
Coyoacán, México,D.F.
Teléfono oficina: (55)56220555 extensión 41222.
Email: jav@unam.mx

 

Resumen

El objetivo principal del estudio fue elaborar un modelo estructural del consumo estimado de bebidas alcohólicas entre estudiantes de licenciatura, el cual integrara los motivos para beber (Cooper, 1994), expectativas negativas y problemas, amigos bebedores, asistencia a fiestas y búsqueda de sensaciones (Earleywine y Finn, 1991).

En una muestra de 138 estudiantes universitarios se elaboraron y/o adaptaron escalas para evaluar las variables mencionadas, y se validaron posteriormente mediante modelos de regresión múltiple.

El modelo obtenido mostró que el consumo fue afectado directamente por la asistencia a fiestas y las expectativas negativas, e indirectamente por el afrontamiento, el mejoramiento-social y amigos bebedores; además, los problemas fueron afectados directamente por expectativas negativas, el consumo y fiestas.

Finalmente, usando un modelo de clases latentes, se identificaron tres subgrupos de estudiantes con perfiles diferentes de consumo, expectativas negativas, amigos bebedores y motivos de mejoramiento-sociales.

Palabras claves: Modelo estructural, Consumo de alcohol, Estudiantes de licenciatura, Motivos para beber, Subgrupos de bebedores.

 

Abstract

The main purpose of the study was to develop a structural model of estimated consumption of alcoholic beverages among undergraduate students, which integrates the motives for drinking (Cooper, 1994), negative expectations and problems, drinking friends, attending parties and sensation seeking (Earleywine and Finn, 1991).

In a sample of 138 college students were developed and / or adapted scales to assess these variables, and subsequently validated by multiple regression analysis.

The model obtained showed that consumption was directly affected by attendance at parties and negative expectations, and indirectly by the coping, and social-enhancement and drinking friends, in addition, the problems were directly affected by negative expectations, consumption and parties.

Moreover, using a latent class model, we identified three subgroups of students with different profiles of consumption, negative expectations, and motives for drinking friends and social-enhancement.

Keywords: Structural model, Alcohol consumption, College students, Drinking motives, Drinking subgroups.

 

El consumo de alcohol representa un problema importante de salud pública en México debido a su incremento en la población adolescente (Saltijeral, González-Forteza & Carreño, 2002; Villatoro et al., 2002). Los datos de la encuesta de otoño de 2003 en estudiantes de la Ciudad de México muestran que el consumo de alcohol de las mujeres se ha incrementado, por lo que el porcentaje de hombres y mujeres consumidores es casi igual; sin embargo, mientras el consumo de alcohol continúa aumentando, el abuso del mismo permanece estable (Villatoro et al., 2005). Medina-Mora (2001) señala, además, que en las mujeres el consumo frecuente en bajas cantidades ha aumentado.

Mora-Ríos y Natera (2001) encontraron que el 31% de los estudiantes presentó un consumo alto (mayor a cinco copas por ocasión de consumo en el último año), pero este consumo es mayor en los varones (tres hombres por una mujer con consumo alto), el consumo alto de los hombres fue reportado también por Villatoro et al. (2002) y por Mora, Natera y Juarez (2005).

En la población estudiantil de la UNAM, con datos de los estudiantes de primer ingreso a bachillerato y licenciatura de la UNAM en el ciclo escolar 19961997, se encontró un patrón de consumo semejante. De acuerdo con datos de estudiantes del bachillerato universitario los hombres mantienen este consumo alto a diferencia de las mujeres (Ponce de León, Solís & Alfaro, 2000).

El consumo de alcohol está determinado por una amplia variedad de factores, tanto individuales (disposición genética, características de personalidad, expectativas, motivos), como ambientales (comunidad, familia, amigos, sitios donde beber).

La iniciación del tabaquismo y la experimentación temprana con el alcohol ocurren a través de una compleja combinación de variables sociales, familiares, personales y cognitivas. Entre los factores de riesgo que han mostrado fuertes relaciones con el comportamiento tabáquico y con el consumo de alcohol se encuentran la presencia de amigos fumadores, la permisividad de consumo de tabaco en el hogar y la creencia en los beneficios de fumar o tomar alcohol. En cambio, la supervisión que ejercen los padres sobre las actividades de sus hijos y la creencia que tienen los jóvenes respecto de los efectos negativos de ambas sustancias parecen actuar como factores protectores.

Las variables sociales (medios, padres y compañeros) están entre los factores más fuertes del consumo de drogas (Hawkins, Catalano & Miller, 1992; Jacob & Leonard, 1994), pero de acuerdo a la teoría del aprendizaje social son los factores cognitivos, como las expectativas, los que median la relación entre los factores socio-medioambientales y la conducta de beber. Así algunos estudios han mostrado el modelamiento parental en el consumo de alcohol en adolescentes (Ennett & Bauman, 1991). Otros estudios han mostrado que los niños de padres que abusan del alcohol tienen expectativas más favorables hacia su consumo (Sher, Walitzer, Wood & Brent, 1991).

El consumo de alcohol de los padres es un fuerte predictor de la adicción de los hijos (Chassin et al., 1993, 1996).

En muchos modelos psicológicos y sociológicos, la influencia de los amigos se considera la causa de la iniciación beber, pues se asume que los jóvenes son vulnerables en sus intentos de unirse y permanecer en ciertos grupos de compañeros. Numerosos estudios han demostrado la fuerte relación positiva entre el consumo de alcohol y el de sus amigos (Johnson, 1988; Wilks, Callan & Austin, 1989).

De las variables relacionadas con el consumo de sustancias del adolescente, el consumo por parte de los pares es consistentemente el predictor más fuerte (Newcomb & Bentler, 1986) y de su estudio y de otros se concluye que el consumo de amigos es el determinante cercano clave del consumo del adolescente (Oetting & Beauvais, 1986, 1987).

Numerosos estudios han demostrado la fuerte relación positiva entre el consumo de alcohol y el de sus amigos (Johnson, 1988; Wilks, Callan & Austin, 1989).

En un estudio longitudinal sobre la influencia de factores sociales en el desarrollo de expectativas de resultados del alcohol y la experiencia de beber en escuelas secundarias, Martino, Collins, Ellickson, Schell y McCaffrey (2006) encontraron que los adolescentes con amigos y adultos favorables a la bebida, a la vez, con lazos más débiles con instituciones sociales, tuvieron creencias más positivas acerca del alcohol. Además, la exposición a anuncios de alcohol predijo el incremento de la percepción de sus aspectos positivos y una estimación más baja de sus efectos negativos, pero solamente entre los bebedores.

Un estudio transversal realizado por Van der Vorst, Engels, Meeus, Dekovic y Van Leeuwe (2005) reveló una fuerte asociación negativa entre establecer reglas parentales estrictas sobre el consumo de alcohol y la conducta de beber de adolescentes. Además, Jackson, Henriksen y Dickinson (1999) informaron que los padres que permiten a sus hijos beber alcohol en el hogar tienen mayores probabilidades de consumir alcohol dos años después.

Las consecuencias esperadas, favorables y desfavorables del consumo de bebidas alcohólicas se desarrollan desde la niñez, antes que los niños empiecen a beber e influyen tanto en la edad de iniciación como en la frecuencia e intensidad del consumo años después.

La influencia de las consecuencias esperadas de beber alcohol en dicha conducta ha sido investigada con cierta amplitud. Los modelos de aprendizaje social del consumo de alcohol (Abrams & Niaura, 1987) plantean que los factores sociales, tales como las expectativas de resultados median la relación entre los factores socio-ambientales y la conducta de beber. Específicamente, los autores afirmaron que las expectativas concernientes al alcohol se forman principalmente a través de las influencias sociales de la cultura, la familia y los compañeros.

La relación entre expectativas y la conducta de beber ha sido corroborada en diversas muestras de adolescentes (Christiansen, Goldman & Brown, 1985; Christiansen, Goldman & Inn, 1982). También se sabe que las expectativas median la relación entre los factores socio-ambientales, como los medios, los padres y los amigos bebedores, y la conducta de beber de los adolescentes (Hawkins, Catalano & Miller, 1992; Jacob & Leonard, 1994).

También se sabe que las expectativas median la relación entre los factores socioambientales, como los medios, los padres y los amigos bebedores, y la conducta de beber de los adolescentes. (Hawkins, Catalano & Miller, 1992; Jacob & Leonard, 1994).

En México, Mora-Ríos y Natera (2001) estudiaron las relaciones entre las diferentes expectativas medidas por el Cuestionario de Expectativas del Alcohol y el Consumo entre estudiantes de universidades públicas y privadas. Entre sus hallazgos está que los estudiantes con consumo alto obtuvieron las puntuaciones más elevadas en las subescalas de expectativas que los moderados.

Otro factor clave de riesgo de consumo, tanto para las mujeres como para los hombres, es la tendencia a la rebeldía, la toma de riesgos y la búsqueda de sensaciones. Burt, Dinh, Peterson y Sarason (2000) encontraron, en un estudio con alumnos del quinto grado, que la probabilidad de fumar para las niñas que exhibían altos niveles de conducta de toma de riesgos era dos veces mayor que para quienes reportaban niveles bajos. Lloyd, Lucas y Fernbach (1997) examinaron a las fumadoras más rebeldes en contra de la autoridad y más tomadoras de riesgos y a las no fumadoras como más maduras y sensibles.

Estudios basados en modelos de ecuaciones estructurales han mostrado lazos entre la búsqueda de sensaciones, la alienación y la ansiedad de examen, y el consumo de alcohol en estudiantes universitarios (Earleywine & Finn, 1991) y en adolescentes (Gerrard, Gibbons, Benthin & Hessling, 1996).

En una investigación sobre el papel de las percepciones de riesgo y personalidad entre estudiantes de bachillerato, Hampson, Severson, Burns, Slovic y Fisher (2001) encontraron que la búsqueda de sensaciones, el control del ego, el aprovechamiento escolar y la independencia se asociaron indirectamente con el consumo de alcohol. Desde el punto de vista conceptual, los motivos para beber representan el último eslabón de una cadena a través del cual las influencias más lejanas, como las características de personalidad, son mediadas.

Cooper (1994) desarrolló y validó un modelo de cuatro factores de consumo de alcohol entre adolescentes norteamericanos de 13 a 19 años, con base en estudios de Cox y Klinger (1988, 1990).

El modelo distinguió cuatro clases de motivos para beber: a) motivos de reforzamiento positivo generados internamente o motivos de mejoramiento (ejemplo, beber por placer); b) motivos de reforzamiento positivo generados externamente o motivos sociales (ejemplo, disfrutar más las reuniones sociales); c) motivos de reforzamiento negativo generados internamente o motivos de afrontamiento (ejemplo, aliviar preocupaciones y problemas personales); y d) motivos de reforzamiento negativo generados externamente o motivos de conformidad (ejemplo, no sentirse apartado del grupo).

Kuntsche, Knible, Gmel y Engels (2006) corroboraron las cuatro dimensiones del cuestionario de Cooper (1994) en una muestra representativa de adolescentes suizos mediante un modelo factorial confirmatorio. Asimismo, analizaron las relaciones entre las consecuencias esperadas, el consumo de alcohol y problemas asociados al alcohol, con varios modelos de ecuaciones estructurales.

La revisión anterior de la literatura proporciona evidencia de la validez de diversas variables con respecto al consumo de alcohol en adolescentes de diferentes países.

El objetivo principal del presente estudio fue elaborar un modelo estructural del consumo de bebidas alcohólicas entre estudiantes de licenciatura que integrara en tres de los motivos para beber de Cooper (1994), las expectativas negativas sobre consumo, problemas, dos factores socio-ambientales: amigos bebedores y fiestas, y una variable de personalidad: la búsqueda de sensaciones. Previamente, se determinó la validez de las escalas diseñadas para evaluar cada una de las variables mediante modelos de regresión múltiple. Un objetivo adicional fue identificar subgrupos con perfiles diferentes en consumo, mejoramiento-social, expectativas negativas y amigos bebedores, con un modelo de clases latentes.

Se supuso que el consumo fuera impactado por la asistencia a fiestas, el mejoramiento-social, el afrontamiento y las expectativas negativas; mientras que los problemas fueran afectados por el consumo, el mejoramiento-social y las expectativas negativas. Asimismo, la búsqueda de sensaciones afectaría positivamente la asistencia a fiestas, el mejoramiento-social y la convivencia con amigos bebedores.

 

Método

Participantes

El cuestionario se aplicó a 201 estudiantes universitarios en sus salones de clase, a quienes se les garantizó la confidencialidad y anonimato. Después de eliminar a los no bebedores y a los que omitieron respuestas en varios reactivos, se obtuvieron 138 cuestionarios válidos, con una media de edad de 22 años, de los cuales 39.13% fueron hombres y 60.87% mujeres.

Instrumentos

1. Escala de motivos de consumo de alcohol. Se tradujeron al español los reactivos de la escala de Cooper (1994) y se reemplazaron tres de ellos que no funcionaron adecuadamente en un piloteo previo. Las opciones de respuesta se redujeron de seis a cuatro, desde "definitivamente no" (1) hasta "definitivamente sí" (4). Se realizó un análisis de componentes principales con rotación ortogonal, obteniendo tres factores que explican el 54.73% de la varianza. El primer factor agrupó los siete reactivos de afrontamiento con cargas mayores a .50. El segundo factor agrupó siete reactivos pertenecientes a los motivos sociales y de mejoramiento con cargas mayores a .50. El tercer y último factor agrupó a cinco reactivos de conformidad con cargas mayores a .50. Las escalas obtenidas presentaron distribuciones ligeramente desviadas de la normalidad, las cuales se describen a continuación:

a) Mejoramiento-Social. Consta de siete afirmaciones sobre los efectos positivos del alcohol en el estado de ánimo y en las reuniones sociales. Ejemplos: "el alcohol hace la reuniones sociales más divertidas", "el alcohol me entusiasma". El coeficiente de confiabilidad alfa fue .83, la media fue 17.32 y el rango de 7 a 28.

b) Afrontamiento. Está integrado por siete reactivos referentes al manejo de emociones o pensamientos desagradables o conflictivos, mediante el consumo de alcohol. Ejemplos: "tomo para olvidar mis preocupaciones", "tomo para armarme de valor para expresar mis sentimientos". El coeficiente alfa fue .84, la media fue 10.14 y el rango de 7 a 25.

c) Conformidad. Está formada por cinco reactivos referentes a la necesidad de ser aceptado por otros, mediante el consumo de alcohol. Ejemplo: "tomo alcohol para evitar que me molesten por no beber", "tomo alcohol para ser aceptado por el grupo de cuates". El coeficiente alfa fue .79, la media fue 6.70 y el rango de 5 a 18.

2. Expectativas negativas. Consta de ocho reactivos que se refieren a la probabilidad de que a uno le sucedan cosas negativas al consumir alcohol. Ejemplos: "comportarme de manera ruda o grosera", "tener dificultades con mis papás". El coeficiente alfa fue .76, la media fue de 13.92 y el rango de 8 a 28.

3. Problemas. Contiene nueve afirmaciones, de las cuales tres se tomaron del cuestionario de problemas de alcohol de Kuntsche, Kniebbe, Gmel y Engels (2006), referentes a daños físicos o problemas con otras personas a causa del consumo de alcohol. Ejemplos: "pelearme a golpes", "problemas con mi familia". El coeficiente alfa fue .67, la media fue de 11.22 y el rango de 9 a 23.

4. Amigos bebedores. Consta de dos aseveraciones sobre el consumo de alcohol de sus amigos y amigas. Las opciones de respuesta van de 1 (ninguno toma/nunca) a 4 (más de la mitad toma/siempre). El coeficiente alfa fue de .87, la media fue de 6.98 y el rango fue de 4 a 8.

5. Fiestas. Contiene dos afirmaciones referentes a la frecuencia con que asiste a bares, antros o fiestas. Las opciones de respuesta van de "nunca" (1) a "al menos una vez a la semana" (4). Los reactivos son: "yo voy a antros o bares", "yo voy a reventones, tocadas, fiestas". El coeficiente alfa fue .70, la media fue de 5.12 y el rango de 2 a 8.

6. Búsqueda de sensaciones. Contiene 13 reactivos tomados del cuestionario de Earleywine y Finn (1991), los cuales se refieren al gusto por realizar cosas nuevas, impredecibles o no planeadas. Las opciones de respuesta son "V" de verdadero y "F" de falso. Ejemplos de reactivos: "me gusta tener experiencias nuevas y excitantes", "yo intentaría o probaría cualquier cosa, al menos una vez". El coeficiente alfa fue de .72, la media de 19.31 y el rango de 13 a 25.

7. Medidas de consumo. Se usaron los tres reactivos propuestos por Kuntsche, Knibbe, Gmel y Engels (2006) modificados:

1) "Durante los pasados treinta días (un mes), tomé alcohol:". Cuyas opciones de respuesta son: "0", "1-2", "3-5", "6-9", "10-19", "20-39" y "cada día, los 30 días".

2) "Durante los pasados 30 días (un mes), los días que tomé alcohol, por lo general tomé:". Las opciones de respuesta iban desde "cero bebidas", "menos de una bebida", "1", "2", "3", "4" y "5 o más".

3) "En los últimos 30 días, ¿cuántas veces tomaste 5 o más bebidas seguidas (una tras otra)?". Las opciones de respuesta iban desde "ninguna vez", "1 vez", "2 veces", "3 a4 veces", "5 a6 veces", "7 a9 veces" y "10 o más veces".

En los reactivos 1 y 3 se codificaron las respuestas usando los puntos medios de las categorías, con excepción de las categorías sin rangos, las cuales se codificaron con el número asignado a cada una. En el reactivo 2, se codificaron las respuestas con los valores de 0 a 6.

 

Resultados y Discusión

La información de los participantes respecto al consumo de alcohol de sus padres resultó poco confiable por lo que dicha variable fue excluida de los análisis subsiguientes.

La disminución de los cuatro motivos de la escala de Cooper (1994), a sólo tres en este estudio, puede atribuirse básicamente, a que la edad promedio y la escolaridad de los participantes fueron mayores, ya que en un estudio realizado con estudiantes de bachillerato (en proceso) sí se obtuvieron cuatro factores. En su estudio, Kuntsche et al. (2006), afirman que los motivos sociales y de mejoramiento estaban altamente correlacionados, pero fueron diferenciados por el análisis factorial y por otros análisis.

Las tres medidas de consumo tuvieron correlaciones significativas con las demás variables, pero el promedio de consumo presentó las correlaciones más altas, razón por la que dicha variable fue seleccionada para elaborar el modelo estructural, ver figura 1.

El análisis de regresión múltiple del promedio de bebidas consumidas en el mes explicó el 35.1% de la varianza total y cuatro de las nueve escalas presentaron coeficientes de regresión significativos: fiestas (Beta = .212 y p = .007), problemas (Beta = .236 y p = .011), expectativas negativas (Beta = -.244 y p = .002) y afrontamiento (Beta = .190 y p = .037).

El análisis de regresión múltiple para el consumo de cinco bebidas o más explicó el 46% de la varianza total con R = .678. Los coeficientes de regresión parcial de las siguientes escalas fueron significativos: problemas .455 (p = .000), fiestas .391 (p = .000) y expectativas negativas -.149 (p = .030).

El número de días del mes en que se consumió alcohol solamente tuvo un predictor confiable, el mejoramiento-social.

El modelo de ecuaciones estructurales elaborado (véase figura 2) para explicar el consumo promedio de bebidas alcohólicas tuvo un ajuste satisfactorio de acuerdo a los siguientes índices: ji cuadrada (20) = 26.779; p = .142; índice de ajuste normado = .918, RFI = .853, CFI = .977 y RMSA = .050. Todos los efectos directos entre las escalas fueron significativamente diferentes de cero. La proporción de varianza explicada del consumo promedio de alcohol, fue de .248, mientras que la de problemas fue .401.

Las hipótesis formuladas se corroboraron parcialmente puesto que el consumo fue afectado directamente por fiestas y expectativas negativas, pero sólo indirectamente por mejoramiento-social, afrontamiento, y amigos. Asimismo, como se esperaba, los problemas fueron afectados directamente por expectativas negativas, el consumo y fiestas; por su parte, la búsqueda de sensaciones afectó directamente a fiestas, amigos y mejoramiento-social.

Se probaron varios modelos de clases latentes para varios grupos en los cuales se usaron como indicadores: mejoramiento-social, afrontamiento, amigos bebedores y el promedio mensual de bebidas, y se usó como covariable, el sexo. El modelo que se ajustó mejor a los datos, estuvo formado por tres grupos, con los siguientes índices de ajuste: ji cuadrada=122.09, p=.48 y razón de ajuste (L2)=122.11, p=.48. Los indicadores, excepto consumo de alcohol, diferenciaron significativamente los grupos según la prueba de Wald. En los tres grupos las mujeres prevalecieron ligeramente. En el grupo 1, fue alta la probabilidad de puntajes elevados en los cuatro indicadores; en el grupo 2, fue alta la probabilidad de los puntajes medios en mejoramiento-social, media la probabilidad de valores intermedios en la variable afrontamiento y medias las probabilidades de puntajes altos en amigos y consumo de alcohol. Por último, en el grupo 3, fue alta la probabilidad de puntajes bajos en mejoramiento-social, afrontamiento y amigos, y baja la probabilidad de consumo elevado de alcohol.

Las mujeres superaron a los hombres en dos de las tres medidas de consumo de alcohol: número de días que tomaron en el mes (t = 3.052 y p = .003) y en el consumo de cinco bebidas o más (t = 2.933 y p = .004).

 

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