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México es un país cuya tasa de suicidios es de 5.3 por cada 100,000 habitantes y se considera baja en comparación con la tasa mundial de 9.48, calculadas ambas para el año (World Health Organization[WHO], 2021). No obstante, otro estudio del mismo año calculó que la cantidad de muertes por suicidio en México aumenta en promedio 2.35% cada año, y a un ritmo de 3.24% anual en Aguascalientes (Institute for Health Metrics and Evaluation(IHME), 2021). Esta entidad ubicada en la zona central del país encabeza el incremento de suicidios; pasó de tener una tasa de 3.27 en 1990, a 8.59 en el año 2001(Puentes-Rosas et al., 2004) y para el 2013 era el segundo estado con más altas tasas en el país (Borges et al., 2016).
En todo México, la mayor tasa de suicidios se encuentra en las personas de entre 20 y 24 años de edad, seguidos de los adolescentes de 15 a 19 años. Los intentos de suicidio son también más frecuentes en los jóvenes del país: 4.3% de los adolescentes entre los 12 y 17 años han presentado al menos uno en su vida, en contraste con el 3.8% de la población entre 18 y 29 años y 2.6% de los adultos de entre 30 y 65 años de edad (Borges et al., 2016). Diversos factores incrementan el riesgo de conductas suicidas en las edades tempranas. Del ámbito personal figuran la depresión y las conductas psicopáticas, el consumo de sustancias, la insatisfacción con el propio cuerpo, la impulsividad y la condición transgénero (Johns et al., 2019) y trastornos del sueño (Russell et al., 2019). Entre los determinantes medioambientales que se han investigado figura la influencia del plantel escolar como lo recientemente demostraron Benbenishty, Astor y Roziner (2018) al estudiar la ideación suicida y el tipo de escuela, encontrando mayor riesgo en instituciones con mayor proporción de mujeres respecto a los hombres. Por otra parte, los factores interpersonales pueden dividirse entre familiares y externos. Entre los segundos destacan el pobre ajuste y el fracaso escolar (Groleger et al., 2003; Picazo-Zappino, 2014), además de la violencia en el ámbito escolar, que ha cobrado cada vez más importancia en este contexto. Del ámbito familiar se han investigado situaciones estructurales como, por ejemplo: historial de intentos suicidas en la familia, condición de adopción, problemas mentales de los padres (Shain et al., 2016) y maltrato infantil (Martin et al., 2016). González-Castro et al. (2017) calculan que el 60% de los niños y adolescentes mexicanos que cometieron suicidio provenían de alguna familia disfuncional.
En el intento de ordenar y jerarquizar las variables que influyen en las conductas suicidas adolescentes se han propuesto diferentes teorías. El modelo ecológico propuesto por Henry et al. (1993) y actualizado en 2002 (Ayyash-Abdo, 2002) pretende organizar los factores de riesgo en subsistemas menores. Así, la familia pertenecería al nivel del microsistema y de ésta se considera la disfuncionalidad, más que el funcionamiento sano. La teoría interpersonal del suicidio, por su parte, omite la dinámica familiar y complejiza la comprensión del suicidio adolescente al encontrar dos vías por las que se llega al intento suicida: la psicopatología internalizada y la práctica de las autolesiones (Barzilay et al., 2015). Por último, la perspectiva del curso de vida no constituye un modelo teórico en sí, sino que atribuye distinto peso a los determinantes del suicidio en función de la etapa vital de la persona, de su condición de salud y su entorno sociocultural (Gravseth et al., 2010). Desde este enfoque todas las condiciones familiares y no sólo los factores de riesgo pueden aumentar el riesgo de suicidio en etapas vitales posteriores.
Para evaluar la funcionalidad familiar también se han utilizado varias escalas, y casi todas ellas han mostrado algún grado de correlación con conductas suicidas. La escala Apgar familiar se usa para generar categorías de funcionalidad normal, disfunción moderada y grave. En un estudio en Guadalajara, Jalisco, se descubrió que la pobre funcionalidad de la familia de origen aumenta 25 veces el riesgo de suicidio (Villa-Manzano et al., 2009). En la Ciudad de México, Eguiluz y Ayala (2014) utilizaron otra escala, la de Funcionamiento Familiar de Atri y Zetune (2006) con estudiantes de secundaria. Encontraron una correlación significativa y negativa entre la ideación suicida y el involucramiento afectivo, así como con la comunicación funcional. Este mismo instrumento que consta de siete subescalas fue utilizado en estudiantes de dos escuelas secundarias de Nayarit y se comprobó que la subescala de involucramiento afectivo disfuncional es un predictor de riesgo suicida (Gutiérrez & Figueroa, 2021).
Con una escala de su propia autoría (Valadez-Figueroa et al., 2005) también investigaron factores familiares en 343 estudiantes de bachillerato. Identificaron que el mal manejo de conflictos y la comunicación inadecuada aumentaban 2.2 y 4.9 veces, respectivamente, la probabilidad de un intento suicida, con una población similar, pero mediante la Escala de Relaciones Intrafamiliares (ERI), (Cantoral-Cancino & Betancourt-Ocampo, 2011) hallaron diferencias significativas entre los estudiantes con y sin intentos de suicidio previos en las tres dimensiones evaluadas: unión y apoyo, dificultades y expresión. Lo mismo que Bravo, López, De la Roca y Rodríguez (2016) con 512 estudiantes de bachillerato.
Parece suficientemente demostrada la influencia de la funcionalidad familiar en la génesis de las conductas suicidas de los adolescentes mexicanos. Sin embargo, una mirada más aguda deja ver que cada vez se le delimita de maneras diferentes, siempre de acuerdo con la conceptualización de cada autor y cada instrumento de investigación. Se podría definir como funcionalidad familiar la serie de atributos o funciones primordiales de la familia, comenzando por la satisfacción de las necesidades básicas y de sobrevivencia de sus miembros, hasta las afectivas y sociales (Ojeda, 2013), pero siempre aludiendo a las dinámicas relativamente estables entre sus miembros (Terranova et al., 2019). Se requiere entonces de diseños de investigación sólidos que además de indagar a profundidad la relación entre riesgo suicida y funcionalidad familiar, aporten información sobre los instrumentos y, por ende, las definiciones más consistentes de esta última. La pregunta que guio el presente estudio fue ¿Existe relación entre el riesgo suicida y las relaciones intrafamiliares en estudiantes de bachillerato de la ciudad de Aguascalientes?, mientras que el objetivo fue identificar la relación entre los componentes de las relaciones intrafamiliares de estudiantes de bachillerato y su riesgo de suicidio.
Método
Estudio con un diseño de tipo transversal, observacional, correlacional y retrospectivo.
Participantes
Para reducir al máximo los sesgos por el muestreo, el diseño muestral fue de tipo censal con todos los estudiantes del CECYTEA Morelos de la ciudad de Aguascalientes. Participaron 946 estudiantes, 501 hombres (53%) y 445 mujeres (47%), distribuidos en tres grados escolares: 416 en 2do. Semestre (44%), 239 en 4to. semestre (25%) y los restantes 291 en 6to. semestre (31%). El promedio de edad fue de 16.48 (±1.1) años con un rango entre los 15 y máximo 21 años. La tercera parte de los estudiantes refirieron que además de estudiar, trabajan, esto corresponde a 325 estudiantes, predominantemente los hombres en comparación con las mujeres (χ2 =21.5, g.l.=1, p≤0.000) y con una mayor edad promedio entre quienes trabajan en contraste con quienes no (t=2.46, p=0.14).
Instrumentos
Se utilizaron dos escalas para recolectar la información, además de unas preguntas de la condición psicosocial de los participantes. La ERI de Rivera y Andrade (2010) es una prueba desarrollada en México que proporciona información acerca del funcionamiento intrafamiliar mediante la valoración de tres dimensiones: unión y apoyo que se refiere a la tendencia a realizar actividades en conjunto, la solidaridad y pertenencia; la expresión que alude a la posibilidad de comunicarse en un ambiente de respeto, y dificultades como un índice de los conflictos percibidos en el interior del grupo familiar. Fue diseñada para población joven mexicana y tiene una confiabilidad de entre 0.90 y 0.94 según la dimensión de que se trate. Se utilizó la versión de 37 reactivos. La Escala de riesgo suicida de Plutchik es un cuestionario de quince reactivos de respuesta dicotómica y también auto aplicable. Fue elaborado por Robert Plutchik y Van Praag en Estados Unidos en 1989 y recientemente fue validado con adolescentes colombianos (Suárez-Colorado et al., 2019).
Procedimiento
Una vez conseguida la autorización de las autoridades escolares se acordaron las fechas en las que se realizaría la aplicación presencial de los instrumentos en los mismos salones de clase de los participantes, en el primer semestre del 2020, en espacios de tiempo cedidos por los profesores en turno. Se entregaron previamente cartas de consentimiento y asentimiento informado para que en el momento de la aplicación de los instrumentos se tengan firmadas. Los datos generados se capturaron en Excel y de ahí se importaron al paquete estadístico SPSS v.19 (SPSS Inc., 2008).
Análisis de la información
El análisis de la información comenzó por validar los datos, buscar casos repetidos o que deban ser excluidos por no tener completos sus datos. Se realizaron estadísticas descriptivas y comparaciones entre subgrupos mediante la prueba chi cuadrada o la t de Student para los casos de dos variables categóricas y ordinales, respectivamente, cuando se trató de tres o más variables se utilizó la prueba ANOVA con corrección Bonferroni y análisis post hoc (Camacho, 2003; Downie & Healt, 1986); mediante sumatorias simples se calcularon los puntajes totales de los dos inventarios utilizados; las correlaciones se realizaron con la prueba S de Spearman dado que esta técnica es no paramétrica (Restrepo & González, 2007), y finalmente se realizó un análisis de regresión lineal evaluando previamente la bondad de ajuste del modelo, así como la relación entre todas las variables mediante el estadístico F (Landau & Everitt, 2003). En todas las pruebas estadísticas se aceptó como probabilidad máxima significativa una p= 0.05 para probar la hipótesis de que existe correlación estadísticamente significativa entre el la funcionalidad familiar y el riesgo suicida.
Consideraciones éticas
En apego a la Ley General de Salud (Cámara de Diputados del H. del Congreso de la Unión de los Estados Unidos Mexicanos, 2021) se cuidó de no exhibir la identidad de los participantes ni exponerles a intervenciones potencialmente dañinas. Además, se solicitaron cartas de asentimiento y consentimiento informado a los participantes y a sus padres, respectivamente.
Resultados
En una escala del 0 al 15, el promedio general del riesgo suicida fue de 3.11±2.91 puntos, lo cual es considerado bajo riesgo. El punto de corte a partir del cual se considera que existe riesgo elevado es de 6 puntos, de modo que 19.6% tuvieron entre seis y hasta quince puntos, principalmente mujeres (1.6 mujeres por cada hombre). La puntuación promedio en la escala Plutchik para ellos fue de 2.58 (±2.652) y la de ellas fue 3.73 (±3.072) (t=-6.15, p≤0.000). No hubo diferencias significativas en riesgo suicida según la condición de trabajador, por turnos, semestre o edad.
Los resultados de la escala ERI por subgrupos se presentan en la Tabla 1. Sus tres escalas: unión, expresión y dificultades, mostraron elevada consistencia interna en esta aplicación (α=0.829). Se encontró que a mayor edad también fue mejor valorada la unión y apoyo en la familia (p=0.106, p=0.001), así como la posibilidad de expresión (p=0.71, p=0.015). En el área de dificultades no hubo diferencias según la edad.
Tabla 1 Escalas de las Relaciones Intrafamiliares por Subgrupos
| Variable | Unión y apoyo Promedio (D.E.) |
Expresión Promedio (D.E.) |
Dificultades Promedio (D.E.) |
|
|---|---|---|---|---|
| Sexo | Mujeres | 3.73 (0.97) | 3.27 (0.81) | 2.47 (0.73) |
| Hombres | 3.97 (0.84) | 3.49 (0.68) | 2.49 (0.74) | |
| Diferencia | t=3.97, p≤0.000 | t=4.58, p≤0.000 | t=0.311, p=0.75 | |
| Semestre | Segundo | 3.89 (0.86) | 3.38 (0.71) | 2.53 (0.72) |
| Cuarto | 3.96 (0.89) | 3.50 (0.75) | 2.40 (0.74) | |
| Sexto | 3.72 (0.98) | 3.31 (0.80) | 2.49 (0.75) | |
| Turno | Matutino | 3.85 (0.89) | 3.36 (0.75) | 2.47 (0.72) |
| Vespertino | 3.86 (0.94) | 3.42 (0.75) | 2.50 (0.75) | |
| Trabaja | No | 3.85 (0.92) | 3.38 (0.75) | 2.45 (0.73) |
| Si | 3.86 (0.9) | 3.41 (0.75) | 2.54 (0.74) | |
Se encontró una moderada correlación entre el riesgo suicida y cada subescala de la prueba ERI tal y como se muestra en la Tabla 2. De modo similar, entre las subescalas hay correlaciones significativas.
Tabla 2 Correlación Entre Riesgo Suicida y las Escalas de Relaciones Intrafamiliares
| Riesgo suicida | Unión y apoyo | Expresión | Dificultades | |
|---|---|---|---|---|
| Riesgo suicida | -- | -0.392** | -0.391** | 0.359** |
| Unión y apoyo | -- | 0.853** | -0.547** | |
| Expresión | -- | -0.528** | ||
| Dificultades | -- |
Nota: ** p < 0.01 (bilateral)
En el análisis de regresión se incluyeron todas las variables evaluadas y la bondad del ajuste resultante fue baja pero significativa (R2 = 0.236), lo que significa que solamente el 23% de los resultados obtenidos en la escala de riesgo suicida de Plutchik pueden ser explicados con las variables seleccionadas. El modelo fue válido (F= 36.181, p≤0.000) teniendo como variable dependiente el riesgo suicida. En la Tabla 3 se detallan los resultados de este análisis. El conjunto de variables analizadas puede pronosticar hasta 4.5 puntos de la escala Plutchik (B= 4.57, p≤0.000), aunque solamente tres de ella son significativas por sí solas: Expresión, Dificultades y Sexo.
Tabla 3 Coeficientes de Regresión y Variables que Influyen sobre el Riesgo Suicida
| Modelo | Coeficientes no estandarizados | Coeficientes tipificados | t | Sig. | |
|---|---|---|---|---|---|
| B | Error típ. | Beta | |||
| (Constante) | 4.575 | 1.862 | 2.457 | 0.014 | |
| Unión y apoyo | -0.333 | 0.186 | -0.105 | -1.786 | 0.074 |
| Expresión | -0.781 | 0.223 | -0.203 | -3.504 | 0.000 |
| Dificultades | 0.841 | 0.132 | 0.214 | 6.391 | 0.000 |
| Sexo | 0.908 | 0.172 | 0.156 | 5.289 | 0.000 |
| Edad | -0.038 | 0.108 | -0.015 | -0.349 | 0.727 |
| Turno | -0.147 | 0.169 | -0.025 | -0.869 | 0.385 |
| Semestre | 0.008 | 0.073 | 0.005 | 0.110 | 0.912 |
| Trabaja | -0.086 | 0.178 | -0.014 | -0.480 | 0.632 |
Discusión
Se encontraron correlaciones moderadas, pero estadísticamente significativas entre los componentes evaluados de las relaciones intrafamiliares y el riesgo suicida detectado. Cuando los adolescentes reconocen que en su familia hay más dificultades, menos expresión emocional y menos unión y apoyo, el riesgo suicida que presentan es mayor. La correlación entre los tres componentes de la Escala de Relaciones Intrafamiliares fue en cambio más fuerte e igualmente significativa. Al colocar estas variables en un modelo de regresión junto con otras variables de control como el sexo, edad, turno, semestre de estudios y condición de trabajo, se comprobó la influencia de dos de las variables: las dificultades familiares y la poca expresión emocional aumentan el riesgo de suicidio (p≤0.000). También se encontró que ser mujer representa más riesgo para presentar riesgo suicida elevado.
El conjunto de variables evaluadas explicó solamente el 23% de los resultados de la escala Plutchik (F=36.18, p≤0.000), lo que habla de la multideterminación de los comportamientos suicidas. Harían falta más mediciones para detectar aquellas variables personales, del ambiente y de la accesibilidad a medios letales para explicar con más agudeza el riesgo suicida. Resultados similares de correlación moderada pero significativa muestra el estudio de Bravo, López, De la Roca y Rodríguez (2016) al correlacionar la escala ERI con la pregunta directa de ideas suicidas.
En el presente estudio se optó por realizar el análisis de los datos mediante un modelo de regresión para poder observar la influencia de variables psicosociales. Sin embargo, esto no responde a la adhesión al modelo ecológico en tanto que éste se enfoca en factores de riesgo localizados en diferentes niveles. Conforme las variables que explicarían el suicidio van alejándose más del individuo, más difícil es establecer una relación con el comportamiento suicida. La condición de trabajo entre los estudiantes, por ejemplo, afecta al conjunto de las variables independientes, pero difícilmente podría considerársele causa directa de un elevado riesgo suicida. La perspectiva del curso de vida, en cambio, permite la inclusión de factores protectores y de riesgo. En este caso hace posible que la evaluación de la funcionalidad familiar no sólo considere las dificultades sino también la expresión y la unión. Por definición, las relaciones intrafamiliares son patrones relativamente estables de vinculación, es decir, sus componentes inciden en los adolescentes a largo plazo (Séguin et al., 2014). Esto justificaría la elaboración de estudios a largo plazo en los que se compare la dinámica familiar del adolescente con su riesgo suicida en la adultez, además de justificar intervenciones familiares preventivas que podrían generar efectos protectores en el largo plazo.
La prevalencia de riesgo suicida en la población estudiada fue del 19.6%, similar a otros estudios nacionales (Gutiérrez & Figueroa, 2021). Sin embargo, los estudios que evaluaron directamente intentos de suicidio y no riesgo suicida muestran prevalencias inferiores, en torno al 9% (Bravo-Andrade et al., 2016; Cantoral-Cancino & Betancourt-Ocampo, 2011). La escala Plutchik, lo mismo que la ERI se mostraron como instrumentos sensibles en esta investigación en parte gracias a la posibilidad de trabajar con sus puntajes crudos en una escala de intervalo, o convertirla a escala nominal.
Se comprueba también que las mujeres tienen más elevado riesgo de suicidio que los hombres. Esto a pesar de que las tasas de suicidios consumados son más bajas en ellas en todo el mundo (WHO, 2021) en comparación con las de los hombres. A esto se le denomina la paradoja de género en el suicidio (Michaud et al., 2021). Por otra parte, la condición de trabajar ni la edad, turno o semestre tuvieron influencia directa en el riesgo de suicidio.
Con el presente estudio se pretende colaborar en el conocimiento de las variables familiares en el comportamiento suicida, lo mismo que en la realidad del fenómeno en un estado cuyas alzas en muertes por suicidio son notables, y por último también en la puesta a prueba de mejores instrumentos para nuestra población mexicana. Cuenta con las fortalezas de tener un diseño censal y un análisis de regresión que permite poner en contexto cada variable estudiada, además de que estos resultados se pueden comparar con los de otros estudios que han utilizado las mismas escalas. Como principal limitación figura la inclusión de un solo plantel escolar, cuando otros estudios han demostrado las diferencias en el riesgo suicida entre escuelas públicas y privadas (Gutiérrez Mercado & Figueroa Varela, 2021).
