Contextos de Desarrollo, Malestar Psicológico, Autoestima Social y Violencia Escolar desde una Perspectiva de Género en Adolescentes Mexicanos

Development Contexts, Psychological Distress, Social Self-Esteem and School Violence from a Gender Perspective in Mexican Adolescents

María Elena Villarreal-González¹, Juan Carlos Sánchez-Sosa¹, Feliciano H. Veiga² y Gonzalo del Moral Arroyo³

¹ Universidad Autónoma de Nuevo León, México
² Universidad de Lisboa, Portugal
³ Universidad Pablo de Olavide de Sevilla, Spain

Dirección para correspondencia

RESUMEN

El objetivo del presente estudio fue analizar las relaciones existentes entre tres contextos de familia, escuela y comunidad, y la violencia escolar a través del malestar psicológico y la autoestima social desde una perspectiva de género en adolescentes mexicanos. La muestra estaba constituida por 1285 estudiantes mexicanos que cursaban estudios de secundaria y preparatoria, pertenecientes a cuatro escuelas públicas: dos de educación secundaria (n = 634) y dos de preparatoria (n = 651). Los adolescentes de la muestra tenían edades comprendidas entre los 12 y los 18 años. Para analizar esas relaciones se llevó a cabo un modelo de ecuaciones estructurales con el programa EQS. Los resultados obtenidos muestran que el contexto familiar se relaciona de forma directa con la violencia escolar, y que el contexto escolar y comunitario se relaciona indirectamente con la violencia escolar a través de la autoestima social y el malestar psicológico. Finalmente, se discuten los resultados y sus posibles implicaciones en función del género.

Palabras clave: autoestima social, contextos de desarrollo, género, malestar psicológico, violencia escolar.

ABSTRACT

The aim of this study was to analyze the relationships between three development contexts -family, school and community-, and school violence, examining psychological distress and social selfesteem from a gender perspective in Mexican adolescents. To test these relationships, 1,285 Mexican students between 12 and 18 years of age in secondary (n = 634) and high school (n = 651) were recruited. To analyze these relationships, Structural Equation Modeling With EQS was used. Results showed that familial context is directly related to school violence, and that school and community context is indirectly related to school violence through social self-esteem and psychological distress. Finally, results and their possible implications regarding gender are discussed.

Keywords: contexts of development, gender, psychological distress, school violence, social self-esteem.

En la actualidad, la violencia escolar constituye un tema que preocupa ampliamente a la comunidad científica (Buelga, Musitu y Murgui, 2009; Defensor del Pueblo, 2007; Smith y Brain, 2000). En diversos estudios se pone de manifiesto que se trata de un problema existente en todos los países (Akiba, 2004; Cava, Musitu y Murgui, 2007; Gofin, Palti y Gordon, 2002; Liang, Flisher y Lombard, 2007; Smith, 2003) y respecto del cual la preocupación social se ha incrementado considerablemente en estas últimas décadas.

En México, que es donde se llevó a cabo el presente estudio, según el Instituto Nacional para la Evaluación de la Educación (INEE, 2006) en su informe "Disciplina, violencia y consumo de sustancias nocivas para la salud", revela que los estudiantes de secundaria han sido víctimas de robos de objetos o dinero dentro de su escuela (43.6%); burlas e insultos las han padecido un (13.6%); y peleas entre iguales las han sufrido un (14.5%). Todas estas conductas alarman a las autoridades administrativas, educativas, padres de familia y a la sociedad en general por sus serias implicaciones y consecuencias.

La conducta violenta hace referencia, normalmente, a comportamientos transgresores y punitivos que afectan las interacciones positivas que deben ser predominantes en los contextos educativos (Marín, 1997). La conducta violenta se relaciona con procesos sociales tales como, la aprobación, aceptación, reconocimiento social de los iguales, necesidad de protagonismo (de ser considerado y aceptado por los demás), de poder (de ser más fuerte y poderoso que los otros) y de ser diferente (de crearse una identidad particular en el grupo de iguales) (Martínez, Murgui, Musitu y Monreal, 2008; Putallaz et al., 2007; Rodríguez, 2004).

También se ha constatado desde una perspectiva de género, que los chicos se implican en comportamientos violentos en el contexto escolar en mayor medida y de una forma más directa que las chicas (Bettencourt y Miller, 1996; Postigo, González, Mateu, Ferrero y Martorell, 2009). Igualmente, se ha observado que en las chicas más que en los chicos hay una relación positiva entre el malestar psicológico (sintomatología depresiva y estrés) y la violencia escolar (Estévez, Herrero y Musitu, 2005; Estévez, Martínez, Herrero y Musitu 2006; Herrero, Estévez y Musitu, 2005; Musitu, Estévez, Jiménez y Veiga 2011).

También se han encontrado diferencias de género en variables familiares y comunitarias. Así por ejemplo, en las chicas adolescentes más que en los chicos, la percepción de unas relaciones afectivas positivas con sus padres y una adecuada comunicación con ellos, son factores que se han relacionado más estrechamente con el ajuste psicosocial (Blum, Ireland y Blum, 2003).

Respecto de la integración y participación de los adolescentes en sus comunidades o barrios se ha constatado en un interesante estudio que estas dimensiones están asociadas con resultados psicosociales más adaptativos tales como más autoestima, menos síntomas depresivos y menos participación en actos delictivos y violentos (Pederson, Seidman, Yoshikawa, Rivera y Allen, 2005; Villarreal-González, Sánchez-Sosa, Musitu y Varela, 2010). Hasta donde se ha revisado la literatura científica relacionada con la violencia escolar en México, se ha podido constatar que no existen trabajos que hayan analizado la influencia simultánea de los contextos de desarrollo del adolescente como la familia, la escuela y la comunidad en la violencia escolar. Este análisis contribuirá, sin duda, a entender mejor el problema de la violencia escolar y también a diseñar futuros programas de intervención.

Teniendo en cuenta la revisión teórica realizada, en este estudio ex post facto (Montero y León, 2007; Ramos, Moreno, Valdés y Catena, 2008) nos proponemos el siguiente objetivo general: analizar las relaciones existentes entre tres contextos de desarrollo del adolescente: familia, escuela y comunidad, con la violencia escolar a través del malestar psicológico y la autoestima social desde una perspectiva de género en una muestra de adolescentes mexicanos. Partiendo de este objetivo se plantean cuatro hipótesis que se expresan en el modelo teórico (Ver Figura 1). Las hipótesis de las que partimos son las siguientes:(1) El contexto familiar, escolar y comunitario se relacionan entre sí y a su vez con la violencia escolar; (2) Los contextos de desarrollo (familiar, escolar y comunitario) se relacionan con la autoestima social y el malestar psicológico; (3) La autoestima social y malestar psicológico se relacionan directamente con la violencia escolar, la primera de manera negativa y la segunda de forma positiva; (4) Existen diferencias significativas en las relaciones entre la familia, escuela y comunidad con la violencia escolar en función del género.

Método

Participantes

La selección de los participantes se hizo mediante un muestreo aleatorio estratificado, considerando la proporción de alumnos por semestre, grupos y turno. Se realizó las estimación con el programa nQuery Advisor 6.0, estableciendo que el máximo de variables a contemplar para un modelo predictivo serían 20, con coeficiente de determinación de .05 y un poder de .90 (Elashoff, 2005).

La muestra estuvo conformada por 1285 estudiantes mexicanos que cursaban estudios de secundaria y preparatoria, pertenecientes a cuatro escuelas públicas: dos de educación secundaria (n = 634) y dos de preparatoria (n = 651). Los adolescentes de la muestra tenían edades comprendidas entre los 12 y los 18 años, (M = 15.7, DT = 1.50). El 36.1% de los participantes pertenecían a la adolescencia temprana (12-14); el 60.7% a la adolescencia media (15-17) y, finalmente, el 3.2% a la adolescencia tardía (18-21). La muestra presenta porcentajes equivalentes en género con 645 mujeres y 640 hombres.

Instrumentos

Escala de evaluación familiar (APGAR) (Smilkstein, Ashworth y Montano, 1982). Adaptada al castellano por Bellón, Luna y Lardelli (1996). Este instrumento consta de 5 ítems tipo Likert, con un rango de respuesta de 0 a 2 (0 casi nunca, 1 a veces y 2 casi siempre). Evalúa la cohesión y la adaptabilidad del funcionamiento familiar, (e.g., «Estás satisfecho(a) con el tiempo que tu familia y tú pasan juntos»). El coeficiente de fiabilidad (α de Cronbach) obtenido en su versión original fue de .84; y para el presente estudio fue de .80.

Escala de comunicación padres-hijos (PACS). Barnes y Olson (1982). Es una adaptación llevada a cabo por el Grupo Lisis (Facultad de Psicología de la Universidad de Valencia). Esta escala está compuesta por 20 ítems y dos subescalas que evalúan la comunicación con ambos padres. Es una escala tipo likert, las respuestas a los ítems varían de (1 = nunca a 5 = siempre). Presenta una estructura de dos factores: el primero indica el grado de apertura en la comunicación, (e.g., « Puedo expresarle mis verdaderos pensamientos») y el segundo, la presencia de problemas en la comunicación (e.g., «Hay temas de los que prefiero no hablarle»). El coeficiente de fiabilidad (α de Cronbach) obtenido es de .87 y .86 para madre y padre, respectivamente.

Escala de apoyo social comunitario (Gracia, Herrero y Musitu, 2002). Este instrumento consta de 20 ítems escala tipo Likert con cuatro opciones de respuesta (1 = muy en desacuerdo a 6 = muy de acuerdo). Este instrumento evalúa la participación de forma voluntaria en su barrio o colonia, en grupos deportivos, religiosos, con la finalidad de mejorar el bienestar de su comunidad. Esta escala consta de tres dimensiones: integración comunitaria (e.g., «Me siento muy contento/a en mi colonia»); participación comunitaria (e.g., «Colaboro solo, con mi familia, con amigos en asociaciones o en actividades que se llevan a cabo en mi colonia») y, apoyo de redes informales (e.g., «En mi colonia hay personas que me ayudan a resolver mis problemas»). El coeficiente de fiabilidad (α de Cronbach) obtenidos es de .88, .86 y .85 respectivamente.

Cuestionario de evaluación de la autoestima en adolescentes (AFA 5) (García y Musitu, 1999). Este instrumento se compone de 30 ítems tipo Likert con cinco opciones de respuesta (nunca, pocas veces, algunas veces, muchas veces y siempre). Este instrumento evalúa el autoconcepto de los sujetos en cinco dimensiones: autoestima académica: se refiere a la opinión que tiene el propio individuo de sus aptitudes académicas (e.g.,«Mis profesores me consideran un buen estudiante»); autoestima social: hace referencia a la opinión que el propio individuo tiene de sus relaciones sociales (e.g., «Hago fácilmente amigos»); autoestima emocional: alude a la opinión que posee el individuo sobre sus propias emociones (e.g., «Muchas cosas me ponen nervioso»); autoestima familiar: alude a la valoración que el propio individuo tiene de sus relaciones familiares (e.g., «Me siento feliz en casa») y, autoestima física: los ítems aluden a la opinión que tiene el sujeto de sus características físicas (e.g., «Me gustan para realizar actividades deportivas»). A mayor puntuación en cada uno de los factores mencionados, corresponde mayor autoconcepto en dicho factor. El coeficiente de fiabilidad (α de Cronbach) obtenido es de .86, .78, .80, .78 y .75 respectivamente.

Cuestionario de evaluación de la sintomatología depresiva de Radloff (1977). Esta escala se compone de 22 ítems y mide un índice general de ánimo depresivo, presenta cuatro opciones de respuesta con puntuaciones de (1 nunca a 4 siempre) Algunos ejemplos de los ítems (e.g., «Creí que mi vida había sido un fracaso», «Me sentí solo/a», «Tenía ganas de llorar»). El coeficiente de fiabilidad (α de Cronbach) obtenido es de .82.

Escala de estrés percibido (PSS) Cohen, Kamarak y Mermelstein (1983). Esta escala consta de 14 ítems y evalúa situaciones que son valoradas como estresantes en el último mes, presenta cuatro opciones de respuesta con puntuaciones de (0 nunca a 4 muy a menudo). Algunos ejemplos de los ítems «Con qué frecuencia te has sentido nervioso/a o estresado/a (lleno/a de tensión)? Estudios previos indican que esta escala ofrece una adecuada medida general del estrés percibido por los adolescentes (Herrero y Meneses, 2006; Remor y Carrobles, 2001). El coeficiente de fiabilidad (α de Cronbach) obtenido fue de .89.

Escala de conducta violenta se utilizó la escala de Rubini y Pombeni (1992) adaptada al castellano por el Grupo Lisis. Esta escala evalúa 13 comportamientos violentos en los tres últimos años, considerando la trasgresión de normas sociales o reglamentos escolares. La escala de respuesta varía de (1 nunca a 5 muchas veces). Algunos ejemplos de los ítems se refieren («he agredido y pegado a los compañeros de la escuela, he insultado a compañeros/as de clase, he provocado conflictos y problemas en clase»). El coeficiente de fiabilidad (α de Cronbach) obtenido fue de .84.

Procedimiento

En primer lugar, se envió una carta a los centros educativos seleccionados explicando el proyecto de investigación. Posteriormente se procedió a solicitar el consentimiento del personal educativo, maestros y alumnos, a quienes se les explicó los objetivos de la investigación, su duración y el compromiso de los investigadores de proporcionarles los resultados una vez concluido el estudio. Se estableció el compromiso de confidencialidad así como el derecho a rehusar participar en el estudio.

Resultados

En el ámbito familiar, se observa que el funcionamiento familiar y la comunicación madre/padre correlaciona negativa y significativamente con la violencia escolar (r = -.161, p = .001; r = -.185, p = .001; r = -.088, p = .001). En cuanto al contexto escolar el rendimiento escolar y las expectativas académicas mostraron relación negativa y significativa con la violencia escolar (r = -.255, p = .001; r = -.163, p = .001). En el ámbito comunitario, se observó que la integración comunitaria correlaciona de forma negativa con la violencia escolar (r = -.018, p = n.s.) y la participación comunitaria se correlaciona de forma positiva con la violencia escolar (r = .064, p = .005). En relación a las variables psicosociales se observó que la autoestima social correlaciona de forma negativa con la violencia escolar (r = -.104, p = .001) y positivamente con el malestar psicológico (r = .186, p = .001).

Tras examinar los análisis previos, se decidió incluir todas las variables en el cálculo del modelo de ecuaciones estructurales con el programa EQS 6.0 (Bentler, 1995). Las variables observables y los factores latentes incluidos en el modelo fueron: Contexto familiar (indicadores: funcionamiento familiar, apertura en la comunicación padre/madre), Contexto escolar (indicadores: rendimiento y expectativas académicas), Contexto comunitario (indicadores: integración y participación comunitaria), Autoestima social (indicador: ítems de autoestima social), Malestar psicológico (sintomatología depresiva y estrés percibido) y violencia escolar (indicadores: ítems de la escala de violencia de escolar).

En la Tabla 2 se presentan las variables latentes incluidas en el modelo, sus respectivos indicadores, el error estándar y la probabilidad asociada para cada indicador en la variable latente correspondiente. En el caso de las variables observables compuestas por un indicador la carga factorial toma un valor de 1 y un error de 0.

El método de estimación utilizado fue el de Máxima Verosimilitud robusto, debido a la desviación de la multi normalidad de los datos. Para realizar el cálculo las variables fueron estandarizadas. Para evaluar el ajuste global del modelo se consideraron los índices NNFI (Bentler-Bonett Non-Normed Fit Index), CFI (Comparative Fit Index), IFI (Bollen Fit Index), RMSEA (Root Mean-Square Error of Approximation) y GFI (Goodness-of-Fit Index).

En relación al modelo se utilizaron estimadores robustos debido a la desviación de la normalidad de los datos. El modelo calculado ajustó bien a los datos: CFI = .95 IFI = .95 GFI =.97 NNFI =.95 RMSEA = .050 y Coeficiente Mardia Normalizado de (37.13). Se consideran aceptables valores de CFI, GFI y AGFI iguales o superiores a .95, y para el índice RMSEA valores iguales o inferiores a .08 (Batista y Coenders, 2000). Este modelo explica el 18% de la varianza de la conducta violenta.

En relación al contexto escolar, el rendimiento y las expectativas académicas se relaciona positivamente con la autoestima social (β= .593β, p < .001) y ésta a su vez con la violencia escolar ( β= .101, p < .001), y negativamente con el malestar psicológico (estrés + depresión) (β= -.815, p < .001) y ésta a su vez con la violencia escolar de forma positiva (β = .377, p < .001) El contexto comunitario se relaciona de forma directa y positiva con la autoestima social (β= .82, p < .001)β, y de forma negativa con el malestar psicológico ( β= -.041, p < .001), y éstos a su vez se relacionan con la violencia escolar (β= .377, p < .001).

Análisis multigrupo de conducta violenta

Se efectuó un análisis multigrupo para comprobar si las relaciones observadas entre las variables del modelo difieren en función del género (Bentler y Wu, 2002). Para llevar a cabo este análisis se estimaron dos modelos (Ver tabla 3). En el primero, las relaciones entre las variables, especificadas en la Figura 2, fueron estimadas libremente para chicos y chicas. En el segundo modelo restringido las relaciones entre las variables eran fijadas como iguales para ambos grupos (violentos y no violentos). La diferencia en el valor de χ² entre el modelo restringido y el no restringido fue significa-∆χ² tiva (16, N = 1242) = 27.4716, p < .05, lo que indica que el modelo no es equivalente en las relaciones observadas para el grupo de individuos que tienen un conducta violenta y el grupo de conducta no violenta.

Con el fin de determinar qué elementos del modelo generaban estas diferencias se inspeccionaron los resultados del Test de los Multiplicadores de Lagrange (ML) proporcionado por el EQS. Esta prueba mostró que ambos grupos (violentos y no violentos) diferían en dos paths: la asociación entre el factor Contexto comunitario y su dimensión o indicador participación comunitaria, para ambos grupos violentos y no violentos resultó positiva (β= .499, p < .001 y β= .514, p < .001) y menor en los primeros (grupos violentos) que en los segundos (grupo no violentos), y también la asociación entre los factores malestar psicológico y contexto escolar (rendimiento y expectativas académicas) resultó ser negativa para ambos grupos y mayor para los violentos que los no violentos (β= -.837, p < .001 y_β= -.824, p < .001) respectivamente. Una vez liberadas estas dos restricciones, el modelo resultó ser esta-∆ dísticamente equivalente para ambos grupos χ² (14, N = 1242) = 13.7905, n.s.

En el caso de chicos y chicas en la muestra de conducta violenta, la diferencia en el valor de χ² entre el modelo restringido y el no restringido fue significativa ∆χ²(18, N = 387) = 28.3801, p = .056, lo que indica que el modelo es equivalente en las relaciones observadas para el grupo de chicos y el de las chicas.

Por último, en el caso de chicos y chicas en la muestra de conducta no violenta, la diferencia en el valor de χ² entre el modelo restringido y el no restringido fue significativa (16, N = 889) = 108.3591, p < .001, lo que indica que el modelo no es equivalente en las relaciones observadas para el grupo de individuos que tienen chicos y chicas. Con el fin de determinar qué elementos del modelo generaban estas diferencias se inspeccionaron los resultados del Test de los Multiplicadores de Lagrange (ML) proporcionado por el EQS. Esta prueba mostró que ambos grupos (chicos y chicas) diferían en dos paths: esta prueba mostró que la asociación entre el factor Contexto familiar y su dimensión o indicador apertura en la comunicación padre (β= .700, p < .001 y β= .667, p < .001); para ambos fue positiva y mayor en los no violentos para chicas y chicos respectivamente, para los chicos resultó positiva mientras que en el caso de las chicas resultó positiva y menor que en los chicos y también la asociación entre el factor contexto comunitario y la variable autoestima social, para los chicos resultó positiva (β= .021, p < .001), mientras que en el caso de las chicas resultó negativa e igual que en los chicos (β = -.021, p < .001). Una vez liberada estas dos restricciones, el modelo resultó ser no estadísticamente equiva-∆χ lente para ambos grupos 2 (15, N = 889) = 102.3795, p < .001.

Discusión

En diversas investigaciones se ha observado, aunque de forma independiente, la relación existente entre los contextos de desarrollo (familia, escuela y comunidad), variables personales (autoestima, estrés, sintomatología depresiva) y la violencia escolar en adolescentes (Buelga et al., 2009; Cava, Musitu, y Murgui, 2006; Estévez, Murgui, Musitu y Moreno, 2008; Martínez et al., 2008; Povedano, Hendry, Ramos y Varela, 2011; Villarreal-González, 2009; Villarreal-González, Sánchez-Sosa y Musitu, 2010a) de forma independiente. En el presente estudio se profundizó en esas relaciones analizándolas conjuntamente y, además, teniendo en cuenta las diferencias de género. Para ello, se han examinando las relaciones existentes entre tres contextos de desarrollo: familia, escuela y comunidad, con la violencia escolar a través del malestar psicológico y la autoestima social desde una perspectiva de género.

La relación entre el contexto familiar y la violencia escolar es congruente con investigaciones recientes en las que se ha observado que los adolescentes que perciben un clima positivo en sus familias, caracterizado por el apoyo y la cohesión, la apertura en la expresión de sentimientos y necesidades y la ausencia de conflicto, normalmente, insultan, pegan e intimidan en menor medida a sus iguales, o, en otros términos, tienen unas relaciones más positivas con sus iguales (Estévez et al., 2005; Estévez et al., 2006; Oliva, Parra y Sánchez, 2002).

Respecto del contexto escolar no se han constatado relaciones directas con la violencia escolar, lo cual no era lo que se esperaba. En numerosos trabajos se ha observado que esta relación es significativa (Hymel, Wagner y Butler, 1990; Fergusson, Woodward y Horwood, 1999, Simons, Wu, Conger y Lorenz, 1994; Vitaro, Brendgen y Tremblay, 2000) de ahí que los datos aquí expuestos resultan inesperados. Pensamos que este resultado se podría explicar si consideramos que las medidas utilizadas para evaluar el contexto escolar fueron el rendimiento escolar y la expectativa académica, mientras que en los anteriores trabajos se evaluó a partir del clima en el aula y la relación con el profesor.

Los resultados obtenidos sugieren que las pobres expectativas académicas y el bajo rendimiento escolar se asocian con la conducta violenta de forma indirecta, lo cual converge con los datos obtenidos en otros trabajos en el sentido de que las experiencias de fracaso escolar constituyen un factor de riesgo respecto de la violencia escolar (Yubero, Serna y Martínez, 2005; Villarreal-González 2009; Villarreal-González, SánchezSosa y Musitu, 2010b).

En relación con el contexto comunitario, evaluado en este estudio a través de la integración y participación comunitaria, tampoco se encontró una relación directa y significativa con la violencia escolar. En este sentido, los datos obtenidos concuerdan con los presentados por Martínez, Amador, Moreno y Musitu (2011), quienes tampoco observaron una relación significativa entre la participación comunitaria y la violencia escolar. Sin embargo, los resultados aquí descritos revelan una relación indirecta del contexto comunitario con la violencia escolar a través de la autoestima social y el malestar psicológico.

En relación con la segunda hipótesis, se esperaba encontrar una relación entre los tres contextos de desarrollo -familia, escuela y comunidad- con la autoestima social y el malestar psicológico y los resultados permiten confirmar esta hipótesis. Estos resultados constituyen, a nuestro juicio, la principal aportación de este estudio en la medida en que las relaciones observadas entre los tres contextos de desarrollo con las variables personales y con la violencia escolar son de suficiente identidad como para pensar que pueden enriquecer el estado actual del conocimiento en el ámbito de la violencia escolar. Por una parte, los resultados se encuentran dentro del modelo ecológico propuesto por Bronfenbrenner (1979) y, por otra parte, invita a que en futuras acciones preventivas y de intervención en relación con la violencia escolar se consideren estrategias de acción tanto en los contextos de desarrollo aquí analizados, como en el plano psicológico o personal.

También se ha constatado a través de este estudio, que el contexto familiar tiene una relación directa y negativa con el malestar psicológico, lo cual es coincidente con los resultados obtenidos por Estévez et al. (2005) en la que se observó que los adolescentes que tienen problemas de comunicación con los padres experimentan mayores problemas de síntomas depresivos y estrés (malestar psicológico).

En cuanto al contexto escolar, representado en este estudio por las dimensiones de expectativa y rendimiento escolar, se relacionó positivamente con la autoestima social y negativamente con el malestar psicológico. Estos resultados son convergentes con los obtenidos por Marsh y Seeshing (1997) y Vermeer, Boekaerts y Seegers (2000).

Igualmente, el contexto comunitario tiene una relación directa con ambas dimensiones, autoestima y malestar psicológico. Consideramos de particular interés estos resultados, fundamentalmente la relación de integración y participación comunitaria con el malestar psicológico que en esta investigación se ha evaluado a partir del (estrés y la sintomatología depresiva), y la autoestima social. En la literatura revisada no se encontraron estudios en los que haya obtenido una relación directa entre estas variables, lo cual nos invita a seguir trabajando e investigando por el interés que, a nuestro juicio, tiene esta relación en la práctica social y comunitaria.

En relación con la tercera hipótesis, se ha constatado una relación positiva y significativa de la autoestima social y el malestar psicológico con la violencia escolar, lo cual no nos permite confirmarla plenamente en la medida que no se preveía que la autoestima social y la violencia escolar se relacionasen positivamente. Esta hipótesis se planteó a partir de trabajos relacionados con la autoestima y el bullying (Cava et al., 2006; Estévez, Martínez y Musitu, 2007) en los que se observó una relación positiva entre ambas dimensiones.

En relación con el malestar psicológico, en estudios previos se ha observado que la presencia de síntomas depresivos y niveles elevados de estrés percibido (malestar psicológico) se relacionan con la violencia escolar (Carlson y Corcoran, 2001; Kaltiala-Heino, Rimpelä, Rantanen y Rimpelä, 2000; Seals y Young 2003).

Finalmente los resultados anteriormente descritos adquieren plena significación a partir del análisis multigrupo que se ha realizado para la contrastación de la cuarta hipótesis. A partir de estos análisis se ha observado que los adolescentes violentos y los no violentos difieren en la apertura de la comunicación de la madre y el padre, en el sentido de que los chicos y chicas no violentos tienen una mejor comunicación que los chicos y chicas violentos.

También se ha constatado que estos dos grupos difieren en la variable participación comunitaria en donde el alumnado violento muestra una menor participación comunitaria que los no violentos. Este resultado avala los resultados obtenidos en una muestra española (Jiménez, Musitu, Ramos y Murgui, 2009). Si tenemos en cuenta los pocos trabajos realizados en este ámbito, pensamos que este resultado invita a los profesionales de la acción social y comunitaria, así como a los agentes educativos, a aunar esfuerzos en la prevención de la violencia escolar.

En relación con el género se ha observado que chicos y chicas difieren en la relación entre autoestima social y violencia escolar, en el sentido de que en los chicos la autoestima social muestra una relación significativa con la violencia mientras que no es el caso de las chicas. Este resultado consideramos que es relevante y que merece mayor investigación en la medida en que parece que los chicos encuentran un mayor apoyo y son más valorados al cometer actos delictivos en la trasgresión de normas. Estos resultados se sitúan en la línea de los obtenidos, aunque en otro contexto, por Sánchez-Sosa, Villarreal-González, Musitu y Martínez (2010), quienes encontraron una relación directa y significativa entre autoestima social e ideación suicida en una muestra de adolescentes varones mientras que en la muestra de mujeres esta relación no resultó significativa.

Finalmente, creemos que este trabajo proporciona observaciones sugerentes y relevantes para las políticas públicas así como por la intervención social y comunitaria. Ideas como la participación comunitaria, las expectativas académicas y el rendimiento escolar, y el malestar psicológico de los estudiantes en relación con la violencia escolar, debería integrarse en los programas educativos y sociales que creemos los enriquecerían substancialmente. Sin embargo, es importante reseñar que los resultados expuestos en este trabajo se deben interpretar con cautela, debido a la naturaleza trasversal y correlacional de los datos que, como es bien sabido, no permite establecer relaciones causales entre las variables. Un estudio longitudinal con medidas en distintos tiempos ayudaría a la clarificación de las relaciones aquí observadas. Pese a estas limitaciones, creemos que este trabajo puede efectivamente orientar futuras investigaciones en las que se profundicen en las relaciones aquí analizadas.

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Dirección para correspondencia:
María Elena Villarreal González
Facultad de Psicología. Universidad Autónoma de Nuevo León
Ave. Dr. Carlos Canseco # 110

Dr. Eduardo Aguirre Pequeño
Centro de Investigación y Desarrollo en Ciencias de la Salud (CIDCS)
Colonia Mitras Centro. C.P.64460
Monterrey Nuevo León, México ]]> E-mail: maria.villarrealgl@uanl.edu.mx

Manuscrito Recibido: 15/07/2010
Revisión Recibida: 12/11/2010
Manuscrito Aceptado: 09/03/2011