Introducción
El interés por el estudio del bienestar y otros constructos similares, como la felicidad y la satisfacción vital, ha sido reivindicado por la psicología positiva; sin embargo, este creciente interés de los últimos años no compensa el olvido al que estuvieron estos temas expuestos durante décadas.
La psicología, en lo general, y la psicología clínica, en lo particular, hicieron de lo patogénico su leitmotiv. El avance en el estudio de variables como depresión, ansiedad y estrés postraumático, por mencionar solo algunos ejemplos, ha sido evidente, mientras que el descuido de las variables positivas se ha manifestado en corrientes teóricas disímbolas, términos diversos para un mismo fenómeno, instrumentos de medición con propiedades psicométricas pobres y la yuxtaposición de ámbitos de estudio, todos ellos indicadores de un campo de estudio en proceso de construcción.
En el caso de la satisfacción vital, que es la variable de interés para el presente trabajo, lo primero que hay que discutir es su ubicación teórico conceptual; algunos autores la consideran como parte del Bienestar Subjetivo (Diener et al., 2002), de la Calidad de Vida (Veenhoven, 1994) o de la Economía de la Felicidad (Orozco, 2014).
Para efectos de este trabajo, se considera a la satisfacción vital como el componente cognitivo del Bienestar Subjetivo (Diener, 2000), y es bajo esta línea discursiva que Diener et al. (1985) definen la satisfacción vital como un juicio de carácter cognitivo en que la persona evalúa su vida como una totalidad. Este juicio implica la valoración global del sujeto sobre sus condiciones de vida o de aspectos particulares de esta (Diener et al., 1999) a partir de un criterio estándar o una expectativa que la persona ha construido previamente y considera apropiado.
Ante esta definición de la satisfacción vital, cabe preguntarse ¿qué es lo que influye para que se dé esa evaluación global? Las investigaciones al respecto han abordado tanto aspectos individuales como sociales.
Los estudios sobre los aspectos individuales muestran una alta dispersión de las variables indagadas; lo mismo se estudia con relación a la empatía cognitiva (Reina & Oliva, 2015) que con la responsabilidad, el optimismo y la extraversión (Cazalla-Luna & Molero, 2018). Así mismo, se ha estudiado ciertas características de la personalidad como el Neuroticismo y la Amabilidad (Schoeps et al., 2014) y la Inteligencia emocional (García et al., 2020).
En los aspectos sociales, se ha constatado que el apoyo social (Diez et al., 2016; Fernández et al., 2010; Martos, 2016; Novoa & Barra, 2015), la participación social (Pinazo-Hernandis et al., 2019), la conducta prosocial (Veloso et al., 2015) y la clase social percibida (Vallejo-Martín & Moreno, 2016) generan un mayor nivel de satisfacción vital. Como se puede observar, el apoyo social se ha mostrado consistente como una variable predictora de la satisfacción vital, además de que los investigadores empiezan a interesarse por otras variables de tipo social.
Más allá del estudio de estas variables sociales, los antecedentes de investigación muestran el interés de los investigadores en un nuevo ámbito: el familiar. Con respecto a esta variable, trabajos previos han mostrado que el apoyo familiar (Hombrados-Mendieta et al., 2016), la consistencia familiar permisiva (Torre et al., 2013), el autoconcepto familiar (Casadiego et al., 2018) y la valoración sobre la cohesión familiar (Schoeps et al., 2014) se correlacionan positivamente con la satisfacción vital, mientras que la disfunción familiar (Nie et al., 2020), el estrés parental (Melguizo-Garín et al., 2019) y el estrés familiar (Collantes, 2018) se correlacionan negativamente.
No obstante, este creciente interés por el ámbito familiar evidencia la multiplicidad de variables abordadas y la falta de continuidad, o ausencia, de líneas claras de investigación. En ese sentido, es necesario recordar que la familia es considerada como un conjunto organizado e interdependiente de individuos (red de apoyo familiar) que mantienen una constante interacción (relaciones intrafamiliares), que suele ser regulada por reglas y por funciones dinámicas de carácter sistémico que permiten la coexistencia interna y con el exterior (Minuchin, 1986). Para ampliar la investigación en este campo, el presente estudio aborda dos variables propias del ámbito familiar: la red de apoyo familiar y las relaciones intrafamiliares.
En el caso de la primera, se realiza un recorte empírico objetual de la variable del apoyo social y se circunscribe al ámbito familiar para indagar la red de apoyo familiar tanto en su dimensión estructural, que indica la cantidad de personas que conforman esa red, como en su dimensión funcional, que incluye la frecuencia de contacto y la cercanía/intimidad de las relaciones.
Villafrade y Franco (2016) abordan el estudio de la familia como red de apoyo social, y establecen entre sus características identitarias el tiempo de convivencia (frecuencia de contacto) y los vínculos entre padres e hijos (cercanía/intimidad de las relaciones); sin embargo, a pesar de existir estudios previos sobre este tema (Contreras & Hernández, 2019; Matos et al., 2019), no se localizó algún trabajo que lo relacionara con la satisfacción vital.
En el caso de la segunda variable, se estudian las relaciones intrafamiliares como interconexiones que se dan entre los integrantes de una familia (Rivera & Andrade, 2010); su estudio se aborda a partir de tres de sus características centrales: (a) la unión y el apoyo que conduce a sus integrantes a convivir y a realizar actividades en conjunto; (b) la expresión, que se manifiesta en la posibilidad de comunicar las emociones, ideas y acontecimientos; (c) y las dificultades que implica la percepción de la situaciones problemáticas o negativas de la familia.
Las relaciones intrafamiliares se han estudiado desde variables como la dependencia emocional (Mallma, 2016), las conductas violentas (Bonilla et al., 2017), la calidad de vida relacionada con la salud (Chávez-Flores et al., 2018), la satisfacción familiar (Lagos, 2019) y el estrés cotidiano (Ruiz, 2019), por mencionar solamente algunas. Cabe destacar que, a pesar de no haber localizado algún estudio que aborde su relación con la variable satisfacción vital, sí se pudo localizar trabajos que la relacionan con el bienestar subjetivo que, como se mencionó anteriormente, integra a la satisfacción vital como uno de sus componentes.
En estas investigaciones, se encontró que las relaciones intrafamiliares se correlacionan de manera positiva y débil con el bienestar subjetivo (Matus, 2017; Zaquinaula & Murillo, 2015), mostrando solamente diferencias en la dimensión de dificultades, ya que mientras Matus (2017) afirma que existe relación con el bienestar subjetivo, Zaquinaula y Murillo (2015) lo niegan. Estos antecedentes justifican la creciente necesidad de estudiar la relación de esta variable con la satisfacción vital.
Con base en estos antecedentes, se plantea como objetivo de la presente investigación determinar la relación que existe entre la red de apoyo familiar y las relaciones intrafamiliares con la satisfacción vital en estudiantes de educación superior.
Método
Participantes
El presente estudio de carácter correlacional, se realizó con una muestra de 314 estudiantes de dos instituciones de educación superior de la ciudad de Durango, en México. Esta muestra fue de tipo no probabilística y estuvo determinada por la accesibilidad a las personas encuestadas. Los criterios de inclusión fueron ser estudiante de educación superior, haber asistido a clases el día que se aplicó el cuestionario y tener disponibilidad y disposición para responderlo.
La distribución de las personas encuestadas según las variables sociodemográficas indagadas en la sección de datos personales se presenta en la Tabla 1. Como se puede observar en esta muestra, hay una preponderancia de mujeres que cursan el nivel de licenciatura en el quinto semestre. Con respecto a la edad, el valor mínimo fue de 18 años y el máximo de 57 años, siendo el promedio 27.55 años (DT = 9.57).
Instrumentos
Para la recolección de la información, se utilizó un cuestionario compuesto de cuatro secciones. (a) En la sección uno, se indagan los datos personales: sexo, edad, institución educativa, nivel educativo y semestre que se cursaba; (b) la sección dos está constituida por el Cuestionario de Satisfacción Vital (Diener et al., 1985); (c) la sección tres la conforman seis ítems que indagan los factores de frecuencia, cantidad y cercanía con dos grupos familiares: la familia de origen y los parientes cercanos; (d) y la sección cuatro se conforma por la Escala Breve de Evaluación de Relaciones Intrafamiliares (Rivera & Andrade, 2010).
El Cuestionario de Satisfacción Vital, en su versión original, fue elaborado por Diener et al. (1985), pero en esta investigación se utilizó la traducción ofrecida por Seligman (2003). En esta versión, se mantiene sin cambios la versión original con cinco reactivos redactados en forma afirmativa, cada uno con siete posibilidades de respuesta que van desde (1) muy en desacuerdo a (7) muy de acuerdo.
En el momento de su aplicación, el cuestionario de Satisfacción Vital obtuvo un coeficiente de confiabilidad de α .81. Así mismo, el Análisis Factorial Exploratorio, realizado a través del método de mínimos cuadrados no ponderados con rotación oblimin directo, arroja un solo factor que explica el 52% de la varianza. Este análisis arrojó los siguientes resultados: (a) KMO = .84; (b) nivel de significación de la prueba de esfericidad de Bartlett es de p < .001; (c) cuatro ítems con comunalidades superiores a .30, salvo el ítem cinco que reporta una comunalidad extraída de .24; (d) todos los ítems saturan en el factor único siendo su valor menor de .49, correspondiente al ítem cinco.
En el Análisis Factorial Confirmatorio se utilizó el método de estimación de máxima verosimilitud, se obtuvieron los siguientes resultados: χ2 = 8.21; df = 5; valores de p = 0.14; χ2/df = 1.6; GFI = 0.99; AGFI = 0.97; RMSEA = 0.04; Intervalo de confianza para RMSEA = .00-.09; el valor de p en la prueba para el ajuste perfecto (RMSEA < .05) = .49; CFI = 1.00, e Independencia AIC = 845.43. Estos indicadores muestran un buen ajuste del modelo ya que:
- En el caso de valores de p de la χ2 se considera que valores > .05 indican un buen ajuste de los datos (Ruiz et al., 2010).
- En lo que respecta a χ2/df se plantea que valores inferiores a 2 indican un buen ajuste (Escobedo et al., 2016).
- Por su parte, en el RMSEA, se señala que hay un ajuste aceptable cuando sus valores son inferiores a .05 (Ruiz et al., 2010).
- En el caso de GFI se indica que valores mayores a .90 representan un ajuste óptimo (Escobedo et al., 2016).
- En lo que respecta a AGFI los valores mayores o iguales a .95 son los que muestran un mejor ajuste del modelo (Ruiz et al., 2010).
- En lo que respecta al CFI, los valores de .95 o superiores muestran un ajuste óptimo (Ruiz et al., 2010).
Los ítems que conformaban la sección tres se distribuían de la siguiente manera: (a) dos ítems preguntaban con qué frecuencia convivían o se relacionaban con su familia de origen (padre, madre, hermanos y hermanas) y con sus parientes cercanos (abuelos, abuelas, tíos, tías, primos y primas). Para responder, se les ofreció un escalamiento de frecuencia de cuatro valores: nunca, algunas veces, casi siempre y siempre; (b) los siguientes dos ítems preguntaban con cuántas personas se relacionaban habitualmente de su familia de origen y sus parientes cercanos. Para responder, se les dio cuatro opciones: de uno a tres, de cuatro a seis, de siete a nueve y de diez en adelante; (c) y las últimas dos preguntas indagaban la cantidad de confianza, intimidad o cercanía que existe con aquellas personas con las que se relacionan dentro de su familia de origen y sus parientes cercanos. Para responder se les proporcionó un escalamiento de cuatro valores en el que uno era poco y cuatro era mucho.
La Escala de Evaluación de Relaciones Intrafamiliares, en sus tres versiones, larga, intermedia y breve, fue diseñada y validada por Rivera y Andrade (2010). La versión breve, que es la utilizada en la presente investigación, consta de 12 ítems distribuidos en tres dimensiones: (a) unión y apoyo (ítems 1, 4, 7, 10); (b) expresión (ítems 2, 5, 8, 11); (c) y dificultades (ítems 3, 6, 9, 12). Cada uno de los ítems tiene cinco opciones de respuesta que van desde: totalmente de acuerdo a totalmente en desacuerdo; en esta ocasión, se eliminaron los valores o categorías verbales intermedias, y solamente, se les ofreció un escalamiento de cinco números (del 1 al 5). Además, se les indicó que el 1 era “total desacuerdo” y el 5, “total acuerdo”. Al eliminar la opción de respuesta “neutral (ni de acuerdo ni en desacuerdo)” se evitó el fenómeno de regresión a la media.
En esta aplicación la Escala Breve de Evaluación de Relaciones Familiares obtuvo un coeficiente de confiabilidad de α .86. Así mismo, el Análisis Factorial Exploratorio arroja tres factores que explican el 54% de la varianza. En este punto, cabe mencionar que originalmente el programa arroja una solución de dos factores, que integra las dimensiones de unión y apoyo y expresión en una sola; no obstante, este resultado se le solicitó al programa tres factores y sus resultados son los que se presentan en esta ocasión.
El Análisis Factorial Exploratorio, realizado a través del método de mínimos cuadrados no ponderados con rotación oblimin directo, presentó los siguientes resultados: (a) KMO = 869; (b) nivel de significación de la prueba de esfericidad de Bartlett es de p = .001; (c) diez ítems con comunalidad superiores a .3, salvo los ítem tres y nueve que reportan una comunalidad extraída de .25 y .29, respectivamente; (d) todos los ítems saturan en el factor que les corresponde a excepción del ítem cuatro que satura en el factor uno correspondiente a la dimensión de expresión, siendo su ubicación correcta la dimensión unión y apoyo. En todos los casos se obtuvieron saturaciones superiores a .35, siendo su valor menor de .52, correspondiente al ítem nueve.
En el Análisis Factorial Confirmatorio, en el que se utilizó el método de estimación de máxima verosimilitud, se obtuvieron los siguientes resultados: χ2 = 181.29; df = 51; valor de p = .00; χ2/df = 3.55; GFI = .91; AGFI = .87; RMSEA = .09; Intervalo de confianza para RMSEA = .76 - .10; el valor de p en la prueba para el ajuste perfecto (RMSEA < .05) = .00; CFI = 0.96, e Independencia AIC = 3447.83. Como se muestra, el modelo de tres factores presenta algunos problemas:
- En el valor de p de la χ2, se considera que valores > .05 indican un buen ajuste de los datos, y, en este caso, se obtuvo .00.
- En lo que respecta a χ2/df, se plantea que valores inferiores a 2 indican un buen ajuste, y, en este caso, se obtuvo 3.55.
- En el RMSEA se señala que hay un ajuste aceptable cuando sus valores son inferiores a .05, y, en este caso, se obtuvo .09.
- En lo que respecta a AGFI, los valores mayores o iguales a .95 son los que muestran un mejor ajuste del modelo, y, en este caso, se obtuvo .87.
Estos datos demuestran problemas con su dimensionalización o estructura interna; sin embargo, no es el objetivo de la presente investigación hacer la adecuación de la escala en ese aspecto por lo que solamente se informan los resultados y se utiliza la versión tal y como es reportada por los autores de la misma.
Procedimiento
Una vez que se tuvo el cuestionario conformado por las cuatro secciones, se procedió a su aplicación en una muestra de estudiantes de dos instituciones de educación superior. En primer lugar, se procedió a hablar con los directivos de cada institución para explicarles el objetivo de la investigación y asegurarles que no existía ningún riesgo para las personas encuestadas.
Al obtener la autorización de los directivos de cada una de las dos instituciones, se procedió a la aplicación del cuestionario explicándoles a los estudiantes el carácter voluntario de su respuesta. En ninguno de los casos hubo necesidad de explicar algo más, ya que todos decidieron participar. Cabe mencionar que no se les pidió la autorización por escrito, pero sí se les hizo énfasis y se dejó perfectamente en claro que, si aceptaban responder el cuestionario, consentían participar en el estudio. La aplicación se dio en las propias aulas donde los estudiantes cursan sus estudios, con la previa autorización del maestro que en ese momento se encontraba laborando con ellos.
Una vez que se aplicó el cuestionario, se construyó la base de datos en el programa SPSS versión 23. En seguida, se realizó la imputación de los valores perdidos tomando como métodos la media de la serie y la mediana de puntos cercanos, según correspondiera al nivel de medición de los ítems. Posteriormente, se calcularon las dimensiones y variables correspondientes en cada caso.
Análisis de datos
Una vez que se tuvo conformada la versión final de la base de datos, se procedió a hacer los siguientes análisis en el programa SPSS, versión 23: (a) se realizó el análisis de las propiedades psicométricas de los instrumentos utilizados a través del estadístico alfa de Cronbach y, en el Análisis Factorial Exploratorio, se utilizó el método de mínimos cuadrados no ponderados con rotación oblimin directo; (b) se importó la base de datos al programa LISREL 8.80 Student, y se realizó en el mismo el Análisis Factorial Confirmatorio utilizando el método de estimación de máxima verosimilitud; (c) se obtuvieron los datos descriptivos de cada ítem de las tres variables a partir de la media y la desviación típica; (d) se efectuó el análisis correlacional de las variables de red de apoyo familiar y relaciones intrafamiliares, así como de sus respectivas dimensiones con la variable satisfacción vital a partir del estadígrafo r de Pearson (p < .05); (e) y se realizó el Análisis de Regresión Lineal Múltiple mediante el método paso a paso en dos modelos:
1. Red de apoyo familiar más relaciones intrafamiliares;
2. Cantidad de miembros de la red de apoyo familiar más la cercanía o intimidad de contacto con esos miembros, más la unión y apoyo mostrado en las relaciones intrafamiliares, más la expresión mostrada en las relaciones intrafamiliares.
La decisión de utilizar un modelo con variables y otro con dimensiones se debe a que el análisis correlacional previo mostró que, en cada variable, había una dimensión que mostraba una correlación muy baja con la variable satisfacción vital. En el caso de la red de apoyo social, era la dimensión de frecuencia de contacto y, en el de las relaciones intrafamiliares, era la dimensión de dificultades. Por esto, ambas fueron eliminadas de este segundo análisis.
En el caso del primer modelo, se cubrieron los cinco supuestos básicos: linealidad (los gráficos de regresión parcial mostraron asociación entre las variables), independencia (DW: 1.97), homocedasticidad (significación de la prueba de Levene para satisfacción vital de .05, para relaciones intrafamiliares de .49 y para la red de apoyo social de .69), normalidad (KS = .07 para satisfacción vital y KS = .09 para para relaciones intrafamiliares y la red de apoyo social) y no colinealidad (tolerancia de .87 para ambos casos; y VIF de 1.40 para ambos casos).
En el segundo modelo, se cubrieron los cinco supuestos básicos: linealidad (los gráficos de regresión parcial mostraron asociación entre las variables), independencia (DW: 1.97), homocedasticidad (significación de la prueba de Levene para satisfacción vital de .05, para la cantidad de miembros de la red de apoyo familiar de .01, para la cercanía o intimidad de contacto con los miembros de la red de .900, para la unión y apoyo mostrado en las relaciones intrafamiliares de .99 y para la expresión mostrada en las relaciones intrafamiliares de .76), normalidad (K-S entre .07 y .09 para los diferentes casos) y no colinealidad (tolerancia entre .48 y .97 para los diferentes casos; y VIF entre 1.02 y 1.95 para los diferentes casos).
Consideraciones éticas
El proyecto que generó la presente investigación fue aprobado por el Comité de Investigación de la institución de adscripción del autor. Es menester reconocer que, en esta institución, no existe un comité de ética que valore este aspecto en lo específico; sin embargo, el Comité de Investigación Institucional valora tanto los aspectos metodológicos como los éticos de los proyectos de investigación.
La autorización de este proyecto, en los aspectos éticos, se dio con apego a la protección de los derechos y garantías de los participantes en la investigación según la sección 8.01 de los principios éticos de la American Psychological Association (2017) y de acuerdo con el artículo 17, fracción I, del Reglamento de la Ley General de Salud en Materia de Investigación en Salud (Secretaría de Salud, 1987), que considera que este tipo de investigación se debe tomar como una sin riesgo, ya que, en la recolección de la información, solo se utilizaron cuestionarios que no afectaron ni generaron cambios, de manera intencionada o deliberada, en variables psicológicas y/o sociales de los participantes.
El cuestionario tuvo un carácter anónimo y, en la presentación del mismo, se les aseguró la confidencialidad de los resultados; con relación al consentimiento informado, se les enfatizó el carácter voluntario de su llenado haciéndoles ver que el hecho de responderlo era que consentían participar en dicha investigación. Así mismo, no se les solicitó ningún dato sociodemográfico que comprometiera su anonimato.
Resultados
Los datos descriptivos de los ítems de las tres variables indagadas se presentan en la Tabla 2. Como se puede observar, en el caso de la satisfacción vital, los ítems que se presentan con mayor frecuencia son el tres, “Estoy completamente satisfecho con mi vida”, y el cuatro, “Hasta ahora, he conseguido las cosas que para mí son importantes en la vida”. Por su parte, los ítems de la red de apoyo familiar muestran que la población encuestada casi siempre convive o se relaciona con su familia de origen y que la confianza, intimidad o cercanía que existe con esta es cuantiosa; en el caso de las relaciones intrafamiliares, los datos muestran que las personas encuestadas consideran que su familia es cálida y les brinda apoyo, y que la atmósfera familiar usualmente no es desagradable.
Por su parte, los datos descriptivos de las dimensiones y variables indagadas se presentan en la Tabla 3. Estas medias se transformaron en porcentaje a través de la regla de tres simple para presentar los siguientes resultados.
Como se puede observar, el cuerpo estudiantil encuestado presenta un alto nivel de satisfacción vital (74%) y de características positivas en sus relaciones intrafamiliares (76%); asimismo, las dimensiones con mayor presencia son la cercanía o intimidad de contacto (71%), en el caso de la red de apoyo familiar, y la unión y apoyo (78%), en el caso de las relaciones intrafamiliares. Cabe mencionar que, para la interpretación de estos porcentajes, se estableció un baremo indicativo basado en el valor teórico de la variable con tres puntos de corte: de 0% a 33% (valor bajo), de 34% a 66% (valor moderado) y de 67% a 100% (valor alto).
Los resultados del análisis correlacional entre las variables y dimensiones de la red de apoyo familiar y relaciones intrafamiliares con la variable satisfacción vital se presentan en la Tabla 4. Como se muestra, tanto las variables como sus dimensiones se relacionan de manera positiva con la satisfacción vital; por lo contrario, se observa que las dimensiones frecuencia de contacto y dificultades presentan las correlaciones más débiles. En ese sentido, se decide trabajar con dos modelos diferentes para el análisis de regresión lineal múltiple: (a) la variable red de apoyo familiar junto a la de las relaciones intrafamiliares como predictoras de la satisfacción vital; ambas se calculan con base en sus tres dimensiones; (b) y la dimensión cantidad de miembros junto a la dimensión cercanía o intimidad en el contacto más la dimensión unión y apoyo más la expresión como predictoras de la satisfacción vital.
En el análisis de regresión lineal del primer modelo, los resultados indican un valor para R² de .10 y .17, respectivamente, lo que indica que el modelo en total explica el 17% de la variación del nivel de satisfacción vital de la población encuestada (Tabla 5). En el análisis de regresión lineal del segundo modelo, los resultados muestran un valor para R² de .06, .12, .18 y .19 respectivamente, lo que indica que el modelo en total explica 19% de la variación del nivel de satisfacción vital de las personas encuestadas (Tabla 5).
Discusión
El análisis efectuado permite concluir que el modelo conformado por la cantidad de miembros de la red de apoyo familiar, más la cercanía o intimidad de contacto con esos miembros, más la unión y apoyo mostrado en las relaciones intrafamiliares, más la expresión y comunicación mostrada en las relaciones intrafamiliares predice en un 19% la variación del nivel de satisfacción vital del individuo.
Este resultado conduce, en primera instancia, a analizar los problemas de conceptualización de varios de los constructos presentes en el estudio de la familia, tales como la cohesión familiar, la funcionalidad familiar, la estructura familiar, la dinámica familiar, la comunicación familiar, la socialización familiar, etc., siendo las dos variables analizadas parte de esa problemática. En el caso de la presente investigación, se encontró que el constructo red de apoyo familiar no está tematizado, discutido o investigado con la seriedad que requiere para conformar un modelo teórico conceptual. Por ello, para su estudio, se asumió una aproximación cualitativa (Villafrade & Franco, 2016) y dos de las perspectivas clásicas en la investigación del apoyo social (la estructural y la funcional). En términos operativos, se indagaron tres indicadores; sin embargo, los resultados mostraron que solo dos de ellos eran pertinentes en la búsqueda de un modelo que explicara en un mayor porcentaje la satisfacción vital.
Por otra parte, se asumió la variable de las relaciones intrafamiliares a partir de la dimensionalización brindada por Rivera y Andrade (2010); no obstante, al igual que con la variable de la red de apoyo familiar, se encontró que sus tres dimensiones constitutivas no mostraban el mismo nivel de pertinencia para la búsqueda de un modelo que explicara la satisfacción vital.
Ante esta situación, se construye un modelo que integra solo dos dimensiones de la red de apoyo familiar y dos dimensiones de las relaciones intrafamiliares. Pese a esto, los análisis efectuados indican una variabilidad en la importancia de las mismas. En ese sentido, a manera de hipótesis teórica, se plantea un modelo que toma como eje central a la interacción entre las dimensiones de cercanía o intimidad de contacto con los miembros de la red de apoyo familiar y la unión y apoyo mostrado en las relaciones intrafamiliares, constituyéndolas en el núcleo central de la relación con la satisfacción vital, mientras que las dimensiones como la cantidad de miembros de la red de apoyo familiar y la expresión y comunicación mostrada en las relaciones intrafamiliares constituyen insumos que posibilitan la existencia del núcleo central de esta relación (Figura 1).
Esta reconfiguración del modelo en tres dimensiones: núcleo central (cercanía o intimidad de contacto con los miembros de la red de apoyo familiar más la unión y apoyo mostrado en las relaciones intrafamiliares), más cantidad de miembros de la red de apoyo familiar, más la expresión y comunicación mostrada en las relaciones intrafamiliares muestra que el núcleo central explica por sí solo un 15% de la variación del nivel de satisfacción vital de la población encuestada.
En el caso de la representación gráfica del modelo propuesto, se hace una diferenciación en el papel que juegan las dos dimensiones insumos, por lo que la influencia de la cantidad de miembros de la red se presenta con una línea punteada que figura un menor nivel en el núcleo central (r = .22**), mientras que a la expresión y comunicación se le presenta con una fecha sólida que indicaría mayor influencia sobre el núcleo central (r = .65**).
Esta reconfiguración del modelo planteado para explicar la satisfacción vital deja varias tareas pendientes. En primer lugar, el núcleo central y sus dos dimensiones constituyentes se asemejan al constructo cohesión familiar que puede ser entendido como el vínculo socioemocional que los integrantes de la familia tienen entre sí. Este vínculo incluye diversos tipos de relaciones como la implicación, las alianzas padres-hijos y el tiempo dedicado a la relación o a la toma de decisiones en conjunto (Urbano et al., 2018). En ese sentido, se hace necesaria una clarificación conceptual al respecto que tome como base los indicadores empíricos.
En segundo lugar, es necesario que este modelo teórico sea constatado en estudios posteriores en los que se indaguen específicamente estas cuatro dimensiones en relación con la satisfacción vital. Por último, se deberá estudiar si la relación establecida hipotéticamente entre estas cuatro dimensiones es correcta.
Para cerrar este artículo es menester reconocer las principales limitaciones: la composición de la muestra, pues se puede observar que la muestra estuvo compuesta mayoritariamente por mujeres; las propiedades psicométricas de la Escala Breve de Evaluación de Relaciones Intrafamiliares, ya que los análisis efectuados demostraron la presencia de inconsistencias psicométricas, sobre todo en lo referente a la estructura interna de la escala; por último, la debilidad teórico-conceptual de la variable de la red de apoyo familiar, debido a que se estableció que el constructo de red de apoyo familiar no se ha discutido lo suficiente ni conceptual ni teóricamente.
En este último punto, al tomar en consideración que se indagó la red de apoyo familiar con tres indicadores empíricos, se puede esbozar una definición provisional de este concepto en los siguientes términos: la red de apoyo familiar es el conjunto de personas que conforman la familia de origen y los parientes cercanos, los cuales establecen vínculos caracterizados por una mayor o menor frecuencia de contacto y de cercanía o intimidad. Queda en manos de la comunidad investigadora esta definición y la posibilidad de seguir indagando en esta.
Referencias
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