Modelos predictivos de conducta disocial por sexos en dos colonias populares

Predictive models of dissocial behavior by sexes in two low socioeconomic status neighborhoods

José Moral de la Rubia,¹ Humberto Ortiz Morales¹

¹ Facultad de Psicología, Universidad Autónoma de Nuevo León.

Correspondencia:
José Moral de la Rubia. Calle Dr. Carlos Canseco 110,
Mitras Centro, 64460, Monterrey, Nuevo León, México.
Tel. (00 52 81) 8333 8233 ext. 423. E–mail: jose_moral@hotmail.com

Recibido primera versión: 3 de septiembre de 2010.
Segunda versión: 25 de febrero de 2011.
Aceptado: 29 de marzo de 2011.

Introduction

Although the characteristics of the adolescent stage favor the emergence of disruptive behaviors, not all adolescents engage in them in equal degree. For the majority of adolescents, the problematic behaviors are limited to an experimentation period and are temporary. However, for some individuals, the first contacts with the disruptive behavior progress to more severe antisocial behavior patterns. The progression of the dissocial behavior from the childhood to the adolescence seems related to a difficult temperament, hyperactivity, aggressiveness, improper relationships with peers, precocious sexuality, poor parent-adolescent communication, arrests by delinquency and repetition.

Traditionally, the dissocial behavior has been associated with low socioeconomic status, lack of public services, unemployment, marginalization and schools with unsuitable educational programs. However, current conceptualizations view this problem as much more complex. In communities that have covered the basic needs, even in those that possess a good quality of life, we can find children and adolescents with dissocial behavior that thereinafter become adults with antisocial personality. Therefore, during the last decades, research has displaced its attention from the structural variables to community (lack of attachment with the vicinity, social mobility, and population density), family (bonding, communication, supervision) and personal processes, favoring a biopsychosocial perspective to this problem.

The aim of the present study was to develop a predictive model of dissocial behavior (as defined by the 27-item Dissocial Behavior Scale, ECODI27) based on the following predictor variables: a) Parent communication (Parent-Adolescent Communication Scale, PACS), b) Empathy (Interpersonal Relationship Index, IRI), c) Assertiveness (Rathus Assertiveness Schedule, RAS), d) Sensation seeking (Sensation Seeking Scale - Form V, SSS-V) and e) Risk socialization (Social Relationship Questionnaire, SRQ, created for this study) controlling for the impression management effect (Balanced Inventory of Desirable Responding-version 6, BIDR-6).

Method

A probability sample of adolescents, 14 to 17 years of age, living in two neighborhoods with high indexes of gangs and offenses was collected. Males were 112 and women 86, without statistical difference of frequencies (X² [1, N=196]=3.41, p=.06). All participants resided in San Nicolas de los Garza, Nuevo Leon, Mexico. Pearson's product-moment correlation, partial correlation and stepwise linear regression were used for data analysis.

Results

There was a significant difference in dissocial behavior cases between male and female adolescents (x² [1, N=194] = 14.75, p<.00), with Yates' correction: (X² [1, N=194] = 12.59, p<.01). The percentage of cases is 18% in women and 45% in men.

The total score of the 27-item Dissocial Behavior Scale (ECODI27) presented significant correlation with social desirability (.47 in men and .44 in women) and its factor of impression management (.53 in men and .47 in women). The self-deception factor was independent in men (r=.18, p=.06), but not in women (r=.26, p=.02). Higher dissocial behavior features were associated with lower scores on social desirability and its factors. The effect of the impression management factor had to be controlled for its statistical significance in men and women.

Of the 20 variables contemplated, nine presented significant correlation with dissocial behavior in men, after partializing the effect of the impression management: sensation seeking and its four factors (disinhibition, excitement seeking, emotion seeking and boredom susceptibility), risk socialization, total and open communication with the father and perspective taking. In women there were also nine significant variables: risk socialization, sensation seeking and its factors of disinhibition, boredom susceptibility and excitement seeking, total and open communication with the mother, total communication with the father and school grade.

The regression models by sexes were calculated with the nine variables whose correlations with the ECODI27 total score resulted significant after partializing impression management.

In men the calculation process ended in the fifth step. The model explained 49% of the variance of the ECODI27 total score and was significant (F [5, 106]=21.99, p<.01). Five variables integrated the model: disinhibition (β = -.32), risk socialization (β = -.28), open communication with the father (β = .27), excitement seeking (β = -.20) and perspective taking (β = .16). In women the calculation process ended in the third step. The model explained 40% of the variance of the criterion and was significant (F [3, 78] = 19.38, p<.01). Three variables integrated it: total communication with the mother (β=.33), risk socialization (β=-32) and sensation seeking (β=-.28).

Conclusions

The results of the present study can only be extrapolated to the population of the two studied neighborhoods and must be handled as generators of testable hypotheses in other similar populations. In addition, their self-report nature must be considered as an additional potential limitation. However, they indicate that the presence of dissocial behavior was high in the present sample, with an intermediate percentage (33%) between high school students (8.5%) and imprisoned offenders (50%). Risk socialization (engaging in gangs, friend group in the neighborhood and precocious sexuality), sensation seeking and little communication with the parent or tutor of the same sex than adolescent in men and women, as well as lack of perspective taking in men, were predictors of dissocial behavior. The sensation seeking was defined in the regression models by the SSS total score in women and by its factors of disinhibition and excitement seeking in men.

These data make an attention call to the Council authorities of a propitiatory environment for dissocial behavior. From the obtained models, the intervention must be addressed to eradicate the phenomenon of the gangs; to encourage the internal control or planning and perspective taking in the pupils, through specific workshops within the school subjects of ethic or health care. They also call for the importance to work the open communication, above all with the parent or tutor of the same sex than the adolescent, through these workshops as well as during the meetings with the pupil's parents. Furthermore, to seek occupational-formative opportunities for those adolescents that have left the school seems critical, especially for those of 16-year-old or younger, considering the prohibition of working at that age.

Key words: Dissocial behavior, sensation seeking, social desirability, risk socialization, empathy.

RESUMEN

Este trabajo tuvo como objetivos desarrollar un modelo predictivo de conducta disocial (definida por la Escala de Conducta Disocial de 27 reactivos, ECODI27) con base en las siguientes variables predictoras: a) Comunicación con los padres (Parent-Adolescent Communication Scale, PACS), b) Empatia (Interpersonal Relationship Index, IRI), c) Asertividad (Rathus Assertiveness Schedule, RAS), d) Búsqueda de sensaciones (Sensation Seeking Scale, Form V, SSS-V) y e) Socialización de riesgo (Cuestionario de Relaciones Sociales, CRS, creado para este estudio), considerando el efecto del manejo de la impresión (Balanced Inventory of Desirable Responding, version 6, BIDR-6) en las personas encuestadas.

Método

Se empleó una muestra probabilística de adolescentes de 14 a 17 años de edad que vivían en dos colonias con un alto índice depandillerismo y delitos (112 varones y 86 mujeres). Como técnicas estadísticas se emplearon correlación producto-momento de Pearson, correlación parcial y regresión lineal por el método de pasos progresivos.

Resultados

Se presentó una diferencia significativa en la frecuencia de casos de conducta disocial entre hombres y mujeres (x² [1, N=194] = 14.75, p<.01), con la corrección de Yates (x² [1, N=194] = 12.59, p<.01). El porcentaje de casos en mujeres fue de 18% (15 de 82) frente a 45% (50 de 112) en hombres.

La puntuación total del ECODI27 presentó una correlación significativa con deseabilidad social (.47 en hombres y .44 en mujeres) y su factor de manejo de la impresión (.53 en hombres y .47 en mujeres). El autoengaño fue independiente en hombres (r=.18, p=.06), pero no en mujeres (r=.26, p=.02). Por su significación en ambas muestras, mayor magnitud e impacto (falseamiento deliberado), se consideró necesario controlar el efecto del factor de manejo de la impresión.

De las 20 variables contempladas, nueve presentaron correlación significativa con conducta disocial tras parcializar manejo de la impresión en hombres: búsqueda de sensaciones y sus cuatro factores (desinhibición, búsqueda de excitación, búsqueda de emociones y susceptibilidad al aburrimiento), socialización de riesgo (implicación en pandillas, grupos de amigos en la colonia y sexualidad precoz), comunicación total y abierta con el padre y toma de perspectiva. En mujeres también fueron nueve las variables que se correlacionaron con la conducta disocial: socialización de riesgo, búsqueda de sensaciones y sus factores de desinhibición, susceptibilidad al aburrimiento y búsqueda de excitación, comunicación total y abierta con la madre, comunicación total con el padre y nivel de escolaridad.

Socialización de riesgo, búsqueda de sensaciones y escasa comunicación con el padre o tutor del mismo sexo en hombres y mujeres, asi como déficit de toma de perspectiva en varones, predijeron conducta disocial; la búsqueda de sensaciones desde su puntuación total en mujeres y desde sus factores de desinhibición y búsqueda de excitaciones en hombres. Los modelos explicaron 49% de la varianza en hombres y 40% en mujeres.

Conclusiones

Palabras clave: Conducta disocial, búsqueda de sensaciones, comunicación parental, socialización de riesgo, empatía.

INTRODUCCIÓN

El trastorno disocial se caracteriza por un patrón de comportamiento que viola los derechos básicos de los demás y reglas sociales que se espera que el niño o adolescente comprenda y respete en relación con su edad y capacidad intelectual. Su prevalencia en población general adolescente es de 6 a 16% en varones y de 2 a 9% en mujeres.¹ En población de infractores varones menores de edad es de al menos 50% y constituye el antecedente necesario para el diagnóstico de trastorno antisocial de la personalidad presente en 25 a 30% de los reclusos adultos² y 3% de la población general.¹

Aunque las características del periodo adolescente propician la aparición de conductas disruptivas, no todos los adolescentes se implican en ellas por igual. Para la mayoría, las conductas problemáticas se limitan a periodos de experimentación y son temporales. Sin embargo, para otros, los primeros contactos con las conductas antisociales van avanzando hacia comportamientos más graves.^1,3 La progresión de la conducta disocial desde la niñez a la adolescencia se asocia con un temperamento difícil, hiperactividad, agresividad, relaciones inadecuadas con pares, sexualidad precoz, arrestos por delincuencia y reincidencia.⁴

Los estudios empíricos con menores infractores reclusos desarrollados en el siglo XX hasta la década de 1950 encontraron que la mayoría de los delincuentes residía en sectores urbanos con ciertas características particulares (con deterioro físico, superpoblación, proximidad a zonas industriales), lo cual favorecía actitudes a favor del delito mantenidas por la comunidad social, el vecindario y la familia. Se asoció la conducta disocial con variables socioeconómicas, como estatus socioeconómico bajo, carencias de servicios públicos, desempleo, marginación y escuelas con programas educativos inadecuados.⁵ Sin embargo, perspectivas conceptuales contemporáneas consideran la conducta disocial como un fenómeno mucho más complejo. Así, en comunidades que han cubierto las necesidades básicas, incluso que cuentan con buena calidad de vida, se encuentran niños y adolescentes con conducta disocial que posteriormente se convertirán en adultos con personalidad antisocial. De ahí que la investigación haya desplazado su atención de las variables estructurales hacia procesos comunitarios (falta de apego a la vecindad, movilidad social, densidad de población), de familia (vínculo, comunicación, disciplina) y personales, imponiéndose una perspectiva biopsicosocial.^6,7

Considerando que el autorreporte de conducta disocial está afectado por el manejo de la impresión social,⁸ el presente estudio tiene como objetivos generar modelos predictivos de conducta disocial por sexos; se toman como predictores potenciales: búsqueda de sensaciones, comunicación con los padres, empatía, asertividad, relaciones sociales y dos variables sociodemográficas numéricas (edad y escolaridad).

El sexo marca claras diferencias en la conducta antisocial tanto por aspectos biológicos (agresividad, impulsividad y sintonía empática) como sociales (roles de género),^4,9 siendo la prevalencia de los trastornos de conducta de al menos el doble en varones a lo largo de la infancia y adolescencia; de ahí la relevancia de hacer análisis que diferencien los sexos.

Antes de abordar los aspectos metodológicos veamos conceptualmente los predictores potenciales. La búsqueda de sensaciones es un rasgo de personalidad que se puede definir como la necesidad de experimentar sensaciones variadas y complejas, y el deseo de correr riesgos físicos y sociales por el simple deseo de disfrutar de tales experiencias. El término búsqueda hace referencia a que el rasgo se expresa de forma activa, y se utiliza el término de sensación en lugar de estimulación, porque el efecto sensorial de la estimulación externa es lo que cobra más importancia para definir su valor como refuerzo primario.⁹ La comunicación con los padres se refiere al estilo de interacción a la hora de compartir información, pedir apoyo, así como dar, negociar o atacar órdenes del adolescente hacia sus padres; el estilo puede ser positivo (abierto, participativo y afectuoso), evitativo (no se comparte información, no se busca apoyo y se huye de la relación) u ofensivo (la interacción es autoritaria, desafiante y agresiva).¹⁰ La empatía es la capacidad para comprender (plano intelectual) y sintonizar (plano emocional) con la perspectiva, sentimientos y necesidades de las personas con las que se interacciona.¹¹ Se entiende por asertividad la capacidad para defender los puntos de vista, sentimientos y necesidades propios sin agredir a los demás o ser ignorado o dominado por éstos, implica tanto una actitud como el despliegue de una serie de estrategias conductuales.¹² Las relaciones sociales del adolescente con sus pares no familiares se circunscriben esencialmente a tres ámbitos, que son la escuela, el barrio y el trabajo, siendo nuestro interés los grupos de amigos, relaciones íntimas, pandillas y relaciones de noviazgo, por los sistemas de modelo, refuerzo o limitación que implican para la conducta disocial.⁴

MÉTODO

Participantes

Se obtuvo una muestra probabilística estratificada por sexo en dos colonias con alto índice de pandillerismo y delincuencia, ubicadas en San Nicolás de los Garza, Nuevo León, México (Lagos de Chapultepec y Paseo del Nogalar). Participaron 112 hombres y 86 mujeres (A=198). El barrio Paseo del Nogalar cuenta con unas 1003 viviendas familiares y su censo poblacional registra 4198 habitantes; el barrio Lagos de Chapultepec cuenta con aproximadamente 365 viviendas.¹³ No existe un censo oficial de habitantes. Si se toma como promedio entre cuatro y cinco personas por vivienda, el total de habitantes sería 1642. La población objeto de estudio son adolescentes de ambos sexos con edades de 14 a 17 años, lo que representa 8% de la población.¹⁴ La suma de la población de ambas colonias es 5840. El 8% sería 467. El porcentaje de conducta disocial en población de adolescentes escolarizados para ambos sexos sería de 9% y en menores infractores de 50%.^1,2,15,16 En un barrio con mucho abandono escolar, pandillas y delincuencia juvenil, el estimado puede ser intermedio, es decir, un tercio (33%). Considerando un intervalo de confianza de 95% y un error de estimación de 5%, el tamaño de la muestra debería ser de 198, es decir, una fracción de muestreo de 42%.¹⁷ La tasa de rechazo a participar fue de uno de cada 12 en hombres y una de cada cinco en mujeres, lo que dificultó obtener 99 hombres y 99 mujeres, así se optó por una equivalencia estadística entre ambos sexos (%²[1, N=196]=3.41, p=.06). Debe señalarse que en estos dos barrios dominan las casas terminadas (de bloc y cemento), cuentan con servicios de agua, electricidad y gas privados, además de alumbrado y transporte públicos, formando parte del entorno urbano.

Instrumentos

Escala de Conducta Disocial (ECODI27).¹⁸ Es una escala tipo Likert de 27 reactivos con rangos de 5 puntos cada uno (de 1 totalmente de acuerdo a 5 totalmente en desacuerdo). Todos están redactados en sentido de rasgos disociales. Las puntuaciones en la escala se obtienen por suma simple de reactivos. A menor puntuación, mayor presencia de conductas disociales. El rango de las puntuaciones puede variar de 27 a 135. Una puntuación de 85 o menor define un caso de conducta disocial. Los 27 reactivos tienen una consistencia interna alta (a=.91) y su puntuación total resulta estable a las cuatro semanas (r=.78).^1S

Inventario Balanceado de Respuestas Socialmente Deseables (BIDR-6).^* Consta de dos factores: manejo de impresión y autoengaño. Está integrado por 40 reactivos redactados como proposiciones afirmativas, la mitad en sentido del rasgo y la otra mitad en sentido opuesto. Se responden según una escala tipo Likert que va de 1 (nada de acuerdo) a 7 (totalmente de acuerdo). El rango de la escala es de 40 a 280. Se ha encontrado consistencia interna, por el alfa de Cronbach, que varía de .68 a .80 para la escala de autoengaño, de .75 a .86 para la escala de manejo de impresión y de .81 a .85 para los 40 reactivos.¹⁹

Escala de Búsqueda de Sensaciones (SSS-V).²⁰ Consta de 40 reactivos. El instrumento proporciona una puntuación total y cuatro factores con 10 reactivos cada uno: Búsqueda de emociones, Búsqueda de excitación, Desinhibición y Susceptibilidad al aburrimiento. La consistencia interna de la escala varía de .83 a .86 y la de sus factores de .56 a .82.²⁰

Inventario de Asertividad de Rathus (RAS).²¹ Cuenta con 30 reactivos. Evalúa conductas de autoafirmación y defensa de los propios intereses, preferencias y opiniones en una escala de +3 (muy característico de mí) a -3 (muy poco característico de mí), sin punto intermedio. Su rango varía de 30 a 180 y su consistencia interna es de .76 a .80. A mayor puntuación en la escala, se muestra mayor asertividad.²²

Índice de Reactividad Interpersonal (IRI).¹¹ Se compone de 28 reactivos con un rango de 1 (no me describe bien) a 5 (me describe muy bien) y cuatro factores: Fantasía (a=.70), Preocupación empática (α=.65), Malestar personal (α=.64) y Toma de perspectiva (α=.56). Su rango varía de 28 a 140. A mayor puntuación en la escala, se reporta mayor empatía.²³

Cuestionario de Relaciones Sociales (CRS). Fue elaborado para este estudio por los autores del artículo. Consta de 18 preguntas (12 dicotómicas, tres ordinales y tres numéricas). Está dividido en tres secciones que el participante debe responder según sus contextos de interacción: relaciones en la escuela, en el trabajo y fuera de la escuela y trabajo. Cada sección cuenta con seis preguntas: si pertenece a un grupo de amigos, a una pandilla, si tiene amigos personales con los que se relaciona fuera del grupo y la pandilla y si tiene novia/o (cuatro dicotómicas), cuántos amigos personales tiene (una numérica) y de éstos a cuántos considera íntimos (una ordinal con rango de 1 todos a 6 ninguno). Se crea una variable compuesta ponderada a raíz de cinco variables dicotómicas.

Procedimiento

La muestra se obtuvo visitando casa por casa por medio de un procedimiento de rutas aleatorias. Se intentó alternar, al menos en la primera mitad de la muestra, la solicitud de participación entre hombre y mujer de 14 a 17 años para lograr la equivalencia de sexos. Antes de obtener el consentimiento expreso del menor y de la madre o el padre, se explicaban los propósitos de la investigación (conocer los intereses e inquietudes de los jóvenes y saber cómo se llevaban con sus amigos y con sus familiares, para una mejor comprensión de los jóvenes y a partir de ahí poder establecer mejores programas en su beneficio), se indicaban los responsables de la misma (los autores del artículo) y se señalaban las fuentes de financiamiento (Facultad de Psicología de la UANL). Se garantizaba la confidencialidad del tratamiento de los datos, ajustándonos a los estándares de la Asociación Americana de Psicología.²⁵ El cuestionario de autorreporte estaba integrado por siete escalas, aparte de la hoja de consentimiento informado y las preguntas sobre datos sociodemográficos; se tardaba aproximadamente una hora en responder. Los instrumentos fueron aplicados en el hogar de los participantes por el segundo autor del artículo, quien se presentaba como estudiante de posgrado de la Facultad de Psicología. Se les pedía a los participantes que, en la medida de lo posible, el lugar en que respondieran fuera adecuado para trabajar a solas, con intimidad y con la menor cantidad de distractores posibles. Se insistía en que no pusieran nombre ni ningún dato de identificación personal al ser un cuestionario de respuesta anónima. En caso de que el menor o el progenitor o tutor solicitasen apoyo por problemas de conducta o drogas se ofrecían los servicios del Instituto de la Juventud, donde también trabaja el encuestador, quien era conocido en estos barrios por tal actividad.

Análisis estadísticos

Para cada sexo, en primer lugar, se estiman las correlaciones de los potenciales predictores con conducta disocial (ECODI27), incluida la deseabilidad social por el coeficiente producto momento de Pearson (r). En segundo lugar, se calculan de nuevo estas correlaciones parcializando el manejo de impresión (r_p). En tercer lugar se estima un modelo de regresión lineal por el método de pasos progresivos (Stepwise) con los correlatos que resultan significativos tras parcialización de varianza. El nivel de significación para el rechazo de la hipótesis nula se fija en p≤.05. Los cálculos se realizaron con SPSS16.

RESULTADOS

Descripción de la muestra

El promedio de edad es de 15 años con una desviación estándar de 1.38. La edad mínima es de 14 años y la máxima de 17. El promedio de edad de los varones (M=15.70, DE=1.20) es significativamente mayor (t [189.84]=-2.42, p=.02) que el de las mujeres (M=15.23, DE=1.48).

Casos de conducta disocial y sesgo de deseabilidad social

La distribución de la puntuación total del ECODI27 se ajusta a una curva normal en la muestra de mujeres (Z_K__S=0.863, p=.445), de hombres (Z_K__S=0.646, p=.798) y conjunta (Z_KS=0.70, p=.71). Considerando el punto de corte de puntuaciones menores o iguales a 85 (Pacheco y Moral, 2010),¹⁸ se tienen 33% (65 de 194) de casos de conducta disocial. Existe diferencia significativa en la frecuencia de casos entre hombres y mujeres (x² [1, A=194]=14.75, p<.00, con la corrección de Yates x² [1, A=194]=12.59, p<.01). El porcentaje de casos en mujeres es de 18% (15 de 82) frente al 45% (50 de 112) en hombres.

La puntuación total de la Escala de Conducta Disocial de 27 reactivos (ECODI27) presenta correlación significativa con Deseabilidad social (.47 en hombres y .44 en mujeres) y su factor de manejo de la impresión (.53 en hombres y .47 en mujeres). El autoengaño es independiente en hombres (r=.18, p=.06), pero no en mujeres (r=.26, p=.02). A mayor rasgo de conducta disocial, aparece menor puntuación en deseabilidad social y en sus dos factores. Por su significación en ambas muestras, mayor magnitud e impacto (falseamiento deliberado), se considera necesario controlar el efecto del manejo de la impresión.

Creación de la variable socialización de riesgo

De las 18 variables del cuestionario de relaciones sociales (CRS) por el coeficiente biserial-puntual (dicotómicas) y producto-momento de Pearson (ordinales y numéricas), sólo cuatro presentan asociación significativa con el ECODI27: pertenecer (1) o no (2) a una pandilla fuera de la escuela y trabajo (n=193, r_bp=.45, p<.01) y en la escuela (n=133, r_bp=.35, p<.01), tener (1) o no (2) un grupo de amigos fuera de la escuela y trabajo (n=193, r_bp=.20, p=.01), así como tener (1) o no (2) novio/a en la escuela (n=131, r_bp=.26, p=.02) y fuera de la escuela y trabajo (n=193, r_bp=.18, p=.01). Las correlaciones son positivas, es decir, actúan como factores de riesgo. Se crea la variable de socialización de riesgo con la suma de estas cinco variables, dando más peso a las dos variables de pandilla por su correlación más fuerte, multiplicándolas por dos. La variable creada tiene rango de 0 (no riesgo) a 7 (alto).

Correlaciones con el criterio y modelo de regresión lineal

De las 20 variables contempladas, nueve presentan correlación significativa con conducta disocial tras parcializar el efecto del manejo de la impresión en hombres: búsqueda de sensaciones y sus cuatro factores (desinhibición, búsqueda de excitación, búsqueda de emociones y susceptibilidad al aburrimiento), socialización de riesgo, comunicación total y abierta con el padre y toma de perspectiva. En mujeres también son nueve las variables con correlación significativa con conducta disocial: socialización de riesgo, búsqueda de sensaciones y sus factores de desinhibición, susceptibilidad al aburrimiento y búsqueda de excitación, comunicación total y abierta con la madre, comunicación total con el padre y escolaridad (cuadro 1).

Se calculan los modelos de regresión con los nueve correlatos que resultaron significativos tras parcializar el efecto de manejo de la impresión. En hombres, el modelo explica el 49% de la varianza del criterio y es significativo (F(_{5, 106})=21.99, p<.01). Está integrado por cinco variables: desinhibición (β=-.32), socialización de riesgo (β=-.28), comunicación abierta con el padre (β=.27), búsqueda de excitación (β=-.20) y toma de perspectiva (β=.16). Estas cinco variables no presentan colinealidad, al ser sus valores de tolerancia y de inflación de la varianza próximos a 1. La distribución de los residuos se ajusta a una curva normal de media 0 y desviación estándar .98 (Z_K__S=0.61, p=.86) y el diagrama de dispersión de los residuos estandarizados y las puntuaciones pronosticadas estandarizadas carece de tendencia lineal; por lo tanto, se cumplen los supuestos requeridos por la técnica de análisis. En mujeres el modelo explica 40% de la varianza del criterio y es significativo (F(_3,78)=19.38, p<.01). Está integrado por tres variables: comunicación total con la madre (β=.33), socialización de riesgo (β=-.32) y búsqueda de sensaciones (β=-.28). Las tres variables del modelo no presentan colinealidad, al ser sus valores de tolerancia y de inflación de la varianza próximos a 1. La distribución de los residuos se ajusta a una curva normal de media 0 y desviación estándar .98 (Z_K–s=0.87, p=.43); el diagrama de dispersión de los residuos estandarizados y las puntuaciones pronosticadas estandarizadas carece de tendencia lineal; por lo tanto, se cumplen los supuestos de la técnica de análisis (cuadro 2).

En mujeres y varones adolescentes nicolaítas que viven en dos barrios con alto índice de pandillerismo y delitos, como en una muestra de infractores bajacalifornianos,¹⁸ aparece una distribución normal en la puntuación total del ECODI27, además sus promedios (88.31 en varones y 99.22 en mujeres) son intermedios entre estudiantes de bachillerato (102.01 en varones y 110.97 en mujeres) e infractores (82.43 en varones y 94 en mujeres) bajacalifornianos, aunque más próximos a los infractores. Esto nos sugiere que la conducta disocial es común y un rasgo adaptativo en un ambiente violento y conflictivo. Con el punto de corte sugerido de 85, habría un 33% de casos de conducta disocial frente a 50% en infractores y 8.5% en estudiantes, lo cual refleja lo adecuado del punto de corte propuesto.¹⁸

El ambiente de dureza, astucia, desafío y violencia en que viven los jóvenes urbanos de estas dos colonias determina que los adolescentes con rasgos disociales destaquen y se conviertan en modelos y objeto de deseo. Por el contrario, los adolescentes más temerosos, prudentes e ingenuos se hallan en desventaja y son claros objetos de acoso y explotación por estos líderes antisociales.

En el estudio original del ECODI27, el sesgo con deseabilidad social (medido con la escala de sinceridad del Eysenck Personality Questionnaire) fue mínimo y no se recomendaba su control como necesario.¹⁸ Dicho estudio se realizó entre estudiantes bachilleres e infractores bajacalifornianos. Al estudiar a adolescentes de barrios con alto índice de pandillerismo y delincuencia, el sesgo (medido por el BIDR-6) es muy marcado y sí requiere su control. Este sesgo lo determina sobre todo el manejo de la impresión. Debe señalarse que este resultado de sesgo es usual ante este tipo de escalas de autorreporte.⁸

Los modelos indican que en hombres, la conducta disocial es pronosticada por desinhibición, socialización de riesgo, una comunicación poco abierta con el padre, búsqueda de excitación y dificultad para tomar perspectiva en las relaciones personales; y en mujeres, por poca comunicación con la madre, socialización de riesgo y búsqueda de sensaciones, pudiéndose considerar por el procedimiento empleado que ambos modelos presentan un peso mínimo de la influencia del manejo de la impresión. La varianza explicada del criterio por los modelos es considerable, sobre todo en hombres, al darse cuenta de la mitad de ella.

Ambos sexos coinciden en lo que se ha denominado en este trabajo socialización de riesgo, que supone la implicación en pandillas, grupo de amigos en la colonia (donde probablemente se manejen ideologías y valores propiciatorios de confrontación con el orden establecido) y precocidad sexual (tener novia/o). También coinciden en el rasgo de la búsqueda de sensaciones. En hombres se sustrajo del cálculo la puntuación total de la escala SSS-V por problemas de colinealidad a la hora de estimar el modelo, quedando los factores de desinhibición y búsqueda de excitaciones como predictores significativos; en mujeres aparece la puntuación total en el modelo predictivo, ya que se mantuvo al no presentarse este problema. Este rasgo hace referencia a un menor control de impulsos agresivos y apetitivos que proporcionan ventajas adaptativas en ambientes hostiles y de desafíos físicos continuos.^4,26 En las mujeres, se manifiesta más en el plano sexual, discusiones con la madre y en el atrevimiento u osadía; y no tanto en la agresividad, temeridad y vandalismo, como en los varones.⁹

Las discrepancias entre hombres y mujeres aparecen en la comunicación con el progenitor y la empatía. En la muestra de hombres la comunicación con el padre tiene más peso que con la madre; por el contrario, en la muestra de mujeres la comunicación con la madre tiene más peso que con el padre, lo cual indica un fenómeno de facilitación de género, seguramente en relación con los procesos de identificación que se dan en esta etapa de la vida.⁶ La falta de empatía desde su factor cognitivo de toma de perspectiva es un correlato significativo de conducta disocial en hombres, aún controlando el manejo de la impresión, y un predictor retenido por el modelo. La empatía es una variable importante en la psicología femenina y un rasgo diferencial de género, es decir, las mujeres tienden a presentarse como más empáticas, pues «es lo que se espera de ellas», mientras la socialización de los hombres refuerza la dureza y el control de las emociones blandas.²⁷ Esto puede marcar el efecto de la deseabilidad social en el reporte de la toma de perspectiva en las mujeres. Además, al ser un rasgo más definido en las mujeres, puede motivar que no sea diferencial entre aquéllas con o sin rasgos disociales por efecto techo.²⁸ Más allá de la psicología femenina este dato refleja que los varones sin rasgos disociales piensan y consideran la subjetividad del otro en forma diferencial a los varones con rasgos disociales.

La escolaridad fue un correlato en ambos sexos, pero sin influencia del manejo de la impresión en las mujeres. En los modelos no aparece como predictor significativo, pero sí lo hace en la muestra conjunta. Por lo tanto, el abandono de los estudios o fracaso escolar es un factor de riesgo, pero con mucho menos peso que las variables de relaciones sociales, familiares y personales que lo median y modulan.⁶

Aunque el enfoque teórico de este estudio es fundamentalmente psicosocial, esto es, centrado en la persona, la socialización de riesgo se destaca, llevándonos a una dimensión comunitaria,²⁹ con la que interacciona el rasgo de la impulsividad. En el entorno urbano neoleonés, especialmente en los dos últimos años, se está viviendo una progresiva pérdida de controles prosociales, y una imposición de la cultura ilegal y violenta con pandillas juveniles asociadas y ligadas a los cárteles de la droga, ante familias temerosas e impotentes y autoridades corruptas e ineficaces. Esta situación se refleja en nuestros datos.

Los resultados del presente estudio sólo se pueden extrapolar a la población estudiada y deben utilizarse como generadores de hipótesis comprobables para otras poblaciones. Por otro lado, su naturaleza de autorreporte debe tenerse en cuenta como otra limitante potencial. Los resultados del presente estudio permiten concluir que la presencia de conducta disocial es alta en estas dos colonias, con un porcentaje intermedio entre estudiantes e infractores recluidos. En ambos sexos, la socialización de riesgo (implicación en pandillas, grupos de amigos en la colonia y sexualidad precoz), la búsqueda de sensaciones y la falta de comunicación con el padre o tutor del mismo sexo que el adolescente, son predictores de conducta disocial, aparte de la falta de toma de perspectiva en las relaciones personales en los varones.

REFERENCIAS

1. American Psychiatry Association (APA). Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders. Cuarta edición, texto revisado (DSM-IV-TR). Washington, DC: APA; 2000.         [ Links ]

2. Hare RD. Hare psychopathy checklist-revised (PCL-R). Technical manual. North Tonawanda, NY: Multi-Health Systems; 2003.         [ Links ]

3. Stouthamer-Loeber M, Loeber R, Wei E, Farrington DP et al. Risk and promotive effects in the explanation of persistent serious delinquency in boys. J Consult Clin Psychol 2002;70(1):111-123.         [ Links ]

4. Silva A. Conducta antisocial: un enfoque psicológico. México: Pax; 2003.         [ Links ]

5. Navas E, Muñoz JJ. Teorías explicativas y modelos preventivos de la conducta antisocial en adolescentes. C Med Psicosom 2005;75:22-39.         [ Links ]

6. Musitu G, Buelga S, Lila M, Cava MJ. Familia y adolescencia. Madrid: Síntesis; 2001.         [ Links ]

7. Moral J. A study of personality traits in undergraduates: alexithymia and its relationship to the psychological deviate. En: Frías M, Corral V (eds.). Bio-psychosocial perspectives on interpersonal violence. Hauppauge, New York: Nova Science Publishers; 2010; pp.51-77.         [ Links ]

8. Fernández J, Echeburúa E. Uso y abuso de los autoinformes en la evaluación de los trastornos de personalidad. Rev Psicopatol Psicol Clín 2006;11(1):1-12.         [ Links ]

9. Zuckerman M, Eysenck SBG, Eysenck HJ. Sensation seeking in England and America: Cross-cultural, age, and sex comparisons. J Consult Clin Psychol 1978;46(1):139-149.         [ Links ]

10. Barnes HL, Olson DH. Parent-adolescent communication scale. En: Olson HD (ed.). Family inventories: Inventories used in a national survey of families across the family life cycle. St. Paul: University of Minnesota; 1982; pp.33-48.         [ Links ]

11. Davis MH. A multidimensional approach to individual differences in empathy. Catalog of Selected Documents in Psychology 1980;10(85):1-17.         [ Links ]

12. Flores GM, Díaz-Loving R. Asertividad: una alternativa para el óptimo manejo de las relaciones interpersonales. México: UADY-Porrúa; 2002.         [ Links ]

13. Secretaría de Desarrollo Humano de la Presidencia Municipal de San Nicolás de los Garza. Censo sobre población y vivienda. San Nicolás de los Garza, NL; 2009.         [ Links ]

14. Consejo Nacional de Población (CONAPO). Pirámides de población de México, 1970-2050. México; 2009.         [ Links ]

15. Medina-Mora ME, Borges G, Lara C, Benjet C, Blanco J et al. Prevalencia de trastornos mentales y usos de servicios: resultados de la encuesta nacional de epidemiología psiquiátrica en México. Salud Mental 2003;26(4):1-16.         [ Links ]

16. Juárez F, Villatoro J, Gutiérrez ML, Fleiz C et al. Tendencias de la conducta antisocial en estudiantes del Distrito Federal: Mediciones 1997-2003. Salud Mental 2003;28(3):60-68.         [ Links ]

17. Thrusfield M, Ortega C, De Blas I, Noordhuizen JP. Win Episcope 2.0. Improved epidemiological software for veterinary medicine. Vet Rec 2001;148(18):567-572.         [ Links ]

18. Pacheco ME, Moral J. Distribución, punto de corte y validez de la escala de conducta disocial (ECODI27). REMO 2010;7(18):7-16.         [ Links ]

19. Paulhus DL, Reid DB. Enhancement and denial in socially desirable responding. J Pers Soc Psychol 1991;60(2):307-317.         [ Links ]

20. Pérez J, Torrubia R. Fiabilidad y validez de la versión española de la escala de búsqueda de sensaciones, forma V. Rev Latinoam Psicol 1986;18(1):7-22.         [ Links ]

21. Caballo VE. Manual de evaluación y entrenamiento de las habilidades sociales (segunda edición). Madrid: Siglo XXI; 1997.         [ Links ]

22. Rathus SA. A 30-item schedule for assessing assertive behavior. Behav Ther 1973;4(3):398-406.         [ Links ]

23. Mestre V, Frías M, Samper P. La medida de la empatía: análisis del Interpersonal Reactivity Index. Psicothema 2004;16(2):255-260.         [ Links ]

24. Moral J, Sánchez JC, Villarreal ME. Desarrollo de una escala breve de ajuste escolar en México. REMA 2010;15(1):1-11.         [ Links ] 29.

25. American Psychological Association. Ethical principles of psychologists and code of conduct. Am Psychol 2002;57(12):1060-1073.         [ Links ]

26. Herrero O, Ordoñez F, Salas A, Colom R. Adolescencia y comportamiento antisocial. Psicothema 2002;14(2):340-343.         [ Links ]

27. Fernández I, López B, Márquez M. Empatía: Medidas, teorías y aplicaciones en revisión. Anal Psicol 2008;24(2):284-298.         [ Links ]

28. Garaigordobil M. Conducta Antisocial durante la adolescencia: Correlatos socioemocionales, predictores y diferencias de género. Psicol Conduct 2005;13(2):197-215.         [ Links ]

29. De la Peña FR. Tratamiento multisistémico en adolescentes con trastorno disocial. Salud pública Méx 2003;45(supl.1):s124-s131.         [ Links ]

Nota

* Moral J, García CH, Antona C (2010). Adaptación del inventario balanceado de respuestas socialmente deseables en población universitaria mexicana. Enviado para su publicación.