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Vol. 21. Núm. 5.
Páginas 275-282 (Marzo 1998)
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Determinantes sociales en la cohesión y adaptabilidad familiar
Social determinants of family cohesion and adaptability
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MT. Corzo Coelloa, S. Pérez Lópeza, P. Flores Huitróna, ER. Ponce Rosasa, FJ. Gómez Clavelinaa, E. González Quintanillaa, MA. Fernández Ortegaa, MA. Dickinson Bannacka
a Centro de salud Dr. Jos?? Castro Villagrana y Departamento de Medicina Familiar de la Universidad de M??xico. M??xico D.F.
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Estadísticas

Objetivo. Evaluar los determinantes sociales que caracterizan a las familias balanceadas (normofuncionales) y extremas (disfuncionales) en la cohesión y adaptabilidad familiar.

Diseño. Estudio observacional, transversal, con asignación aleatoria.

Emplazamiento. Centro de Salud de Atención Primaria Dr. José Castro Villagrana. Secretaría de Salud. México.

Pacientes. 270 familias elegidas de población abierta que respondieron al cuestionario FACES III.

Mediciones y resultados. Se analizaron 15 variables independientes (determinantes sociales, demográficos y familiares), 2 independientes (familias balanceadas y extremas) y su relación con la cohesión y adaptabilidad familiar medida con FACES III.

Conclusión. En la cohesión familiar la variable discriminante más importante para clasificar a las familias balanceadas y extremas es la existencia o no de hijos adolescentes en la familia; en la adaptabilidad familiar, la existencia o no de hijos adultos en la familia.

Palabras clave:
Funcionalidad familiar
FACES III
Modelo circunflejo
Análisis discriminante

Objective. Evaluation of social determinants which are characteristics of balanced (functional) and extreme (dysfunctional) families regarding cohesion and flexibility dimensions.

Design. Observational, randomised survey.

Setting. Dr. José Castro Villagrana Primary Care Centre, Health Ministry, Mexico.

Patients. 270 randomised families of Tlalpan, Mexico City, who answered FACES III.

Measurements and results. Using discriminant analysis statistical technique, 15 independent variables (social, demographic and familiar determinants) and two dependent variables (balanced and extreme types of families) were analysed and related with cohesion and adaptability dimensions.

Conclusion. There is accordance of these results with others which were obtained using different family assessment instruments like Family Apgar. However using FACES III and Circumplex Model the analysis of variable's interaction were possible.

Keywords:
Family
Family evaluation
Family instruments
Circumplex model
Discriminant analysis
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Introducción

En el estudio de la salud familiar, uno de los aspectos que interesa a la medicina contemporánea es la evaluación de la funcionalidad familiar (FF); ésta es el conjunto de funciones que se deben cumplir durante las etapas de desarrollo de la familia fundamentalmente en los aspectos afectivos, socialización, cuidados, reproducción y estatus familiar conformes a las normas de la sociedad a la cual se pertenece1. La disfunción familiar se entiende como el no cumplimiento de alguna(s) de estas funciones por alteración en alguno(s) de los subsistemas familiares. Por otra parte, analizando a la familia como sistema, ésta es disfuncional cuando alguno(s) de sus subsistemas se altera(n) por cambios en los roles de sus integrantes. Los subsistemas conyugal, parental, filial y fraternal son dinámicos, interactuantes, con variabilidad inter e intrasubsistemas y los cambios significativos en ellos pueden ser breves o duraderos repercutiendo en la FF.

En la familia «sana» la funcionalidad es equilibrada; dicha característica influye en una adecuada interacción de los subsistemas familiares y su funcionalidad. Esta interacción produce un matiz propio a cada familia que la hace diferente de todas. Bellón et al5 definen a la familia sana como aquella que desempeña adecuadamente sus funciones y es por tanto normofuncional. No se puede caracterizar con precisión a la familia sana, pero es posible estudiar algunas cualidades sociales, de salud, demográficas, económicas, etc., que tienden a balancear o equilibrar la familia funcional.

La comunicación y la cohesión son algunas características que se han estudiado de la FF a través de APGAR familiar2,3; la experiencia con este instrumento de evaluación de la FF no ha sido totalmente satisfactoria, posiblemente por lo breve del instrumento, por su sensibilidad no determinada o por desconocimiento de su confiabilidad y consistencia; sin embargo, en estudios recientes4,5 el APGAR familiar se ha seguido utilizando con resultados contradictorios a lo mencionado; Bellón Saameño et al5 mencionan que existen otros instrumentos para analizar la FF que probablemente tengan mayor validez, entre ellos destacan FACES III; Smilkstein6, por su parte, sigue apoyando el APGAR.

Olson7, a través del modelo circunflejo de los sistemas familiar y conyugal (MCSFC), ha estudiado los factores que equilibran o desequilibran a la familia anglosajona por medio de un instrumento conocido como FACES III (Family Adaptability and Cohesion Evaluation Scales)8. El MCSFC facilita la visualización integral de la estructura familiar, además de presentar un esquema de su funcionalidad fundamentado en tres dimensiones: cohesión, adaptabilidad y comunicación. A través de FACES III, este modelo permite establecer diversas hipótesis de la FF con base en las relaciones interpersonales de sus miembros, evaluando 2 de las 3 dimensiones mencionadas.

Para evaluar las dimensiones de adaptabilidad y cohesión familiar conformes al MCSFC, se utiliza FACES III. Con los resultados de este instrumento las familias que se evalúan como balanceadas serían lo esperado en la salud familiar (funcionales); de manera semejante, las familias extremas estarían en la antesala de una probable disfunción. Surgen los interrogantes: ¿qué papel desempeñan algunos determinantes sociales que den indicios de que una familia pueda ser extrema o balanceada en las dimensiones de adaptabilidad y cohesión familiar?; ¿el conocer dichos determinantes con anticipación permitirá intervenir al médico familiar para prevenir a la familia de situaciones de cambio?; ¿se pueden modificar dichos determinantes?; ¿cuáles son los más importantes que al interactuar conjuntamente discriminen con precisión entre familias extremas y balanceadas en las dimensiones de cohesión y adaptabilidad?

El objetivo de este trabajo fue evaluar algunos determinantes sociales que caracterizan a las familias balanceadas y extremas en las dimensiones de cohesión y adaptabilidad familiar utilizando FACES III versión en español.

Material y métodos

Conceptos operacionales. Para conceptualizar operacionalmente nuestro trabajo, se definió la cohesión como la unión emocional que tienen los miembros de una familia. Esta dimensión se integra por diversos conceptos como unión emocional, límites, alianzas, tiempo, espacio, amistades, toma de decisiones, intereses y recreación. Se han identificado cuatro niveles de cohesión que se caracterizan en sendos tipos de familias en una escala cualitativa ordinal: no relacionada, semirrelacionada, relacionada y aglutinada. Esta escala se relaciona con el nivel de cohesión, siendo el nivel más bajo el de las familias no relacionadas y el más alto el de las familias aglutinadas. Las familias semirrelacionadas y relacionadas tienen un nivel de cohesión intermedio.

La adaptabilidad se define como la posibilidad de cambio en el liderazgo, relación de roles, y normatización de la relación entre los miembros de una familia. Con el propósito de valorar esta dimensión, se han considerado diversos conceptos con fundamento sociológico; de estos conceptos pueden mencionarse: liderazgo (control, disciplina), estilos de negociación, roles, normas para la relación interpersonal y grupal, etc. Debe ser concebida como el balance entre flexibilidad y estabilidad (cambio-no cambio) y la comunicación clara, abierta y consistente. Al igual que la cohesión, la adaptabilidad se ha clasificado en una escala cualitativa ordinal que permite identificar 4 tipos de familias: rígida, estructurada, flexible y caótica. El más bajo nivel de adaptabilidad corresponde a las familias rígidas, el más alto a las caóticas. Los niveles intermedios de esta dimensión clasifican a las familias como estructuradas o flexibles.

Al parecer acerca de hispanos y latinoamericanos hay escasez de publicaciones al respecto sobre la utilización de FACES III para evaluar la FF. En un trabajo previo9 realizado en población abierta con un marco muestral aleatorio y representativo, se validó el instrumento en su versión en español (anexo 1), la confiabilidad fue mayor de 0,90 (test-retest) y 0,68 con alfa de Cronbach, por lo que fue considerado útil para evaluar la FF en las dimensiones de cohesión y adaptabilidad. Según sus resultados, el instrumento determina rangos evaluatorios en cada una de estas dimensiones clasificando a las familias como extremas y balanceadas (tabla 1), contiene 20 preguntas que se autoaplican en el consultorio, sala de espera, en la calle o en la propia vivienda de la familia; su aplicación es sencilla y rápida (5-10 min).

Se aplicó FACES III versión en español en 270 familias de la Delegación Tlalpan en la Ciudad de México, durante los meses de marzo a julio de 1995. El tamaño de la muestra se fundamentó en una población de 194.000 viviendas distribuidas en áreas geoestadísticas básicas (AGEB) según los datos oficiales proporcionados por el Instituto Nacional de Estadística, Geografía e Informática (INEGI) del país10.

Para el cálculo de la muestra se determinó un nivel de confianza de 95%, error de 0,06 y variabilidad (p=0,5, q=0,5). La selección de viviendas fue aleatoria y estratificada con representación proporcional por AGEB.

Criterios de inclusión: adultos de 18 años de edad o más, miembro de una familia con hijos, que aceptara contestar la encuesta de FACES III. Criterios de exclusión: personas menores de 18 años que quisieran contestar la encuesta, analfabetas, con alteraciones mentales y personas que pertenecieran a alguna familia sin hijos. Criterios de eliminación: familias cuyo cuestionario FACES III se respondió en forma incompleta, con doble respuesta o con una escala diferente a la señalada en el instrumento.

Se analizaron 15 variables independientes: estado civil de los padres, años de unión conyugal, edad de la madre, edad del padre, ocupación de la madre, ocupación del padre, existencia de niños en la familia (0,01-10 años), existencia de hijos adolescentes en la familia (11-17 años), existencia de hijos adultos en la familia (18 años y más), número de hijos totales, etapa de desarrollo de la familia, tipo de familia por su demografía, por su integración, composición y etapa del ciclo vital familiar. Se formaron 2 grupos de familias para las dimensiones de cohesión y adaptabilidad: familias balanceadas y familias extremas (esta polarización se realizó con los resultados de FACES III); ambos grupos fueron considerados como las variables dependientes en ambas dimensiones

Análisis estadístico. Se realizó un análisis estratificado de riesgo de Mantel-Haenszel calculado para las categorías de respuesta de todas las variables independientes y su asociación con cohesión y adaptabilidad; este análisis previo fue útil para polarizar dicotómicamente dichas variables.

Las variables dependientes y las independientes dicotomizadas se analizaron mediante el método estadístico multivariado conocido como análisis discriminante (AD)11 y se determinó qué variables de las consideradas y en qué magnitud discriminaron en familias extremas y balanceadas para las dimensiones de cohesión y adaptabilidad. El análisis se realizó en el Departamento de Cómputo Académico de la Facultad de Medicina, Universidad Nacional Autónoma de México con el programa estadístico SPSS v. 6.0

Resultados

Mediante FACES III, se obtuvieron las frecuencias y porcentajes de las familias clasificadas en las 2 dimensiones y sus respectivos grupos para cada una. En la dimensión de cohesión familiar (DCF) se detectaron 184 (68,5%) familias balanceadas y 84 (31,5%) extremas; de igual forma, en la dimensión de adaptabilidad familiar (DAF) se encontraron 119 (44,1%) balanceadas y 151 (55,9%) extremas.

El análisis de riesgo de Mantel-Haenszel mostró 3 variables significativas en la dimensión de cohesión y 5 en la dimensión de adaptabilidad (tabla 2). Se observó claramente que la ocupación del padre como técnico o artesano favorece la cohesión familiar y no lo fue así la ocupación del padre profesional o empleado y tener hijos menores de 10 años. La edad de la madre de 18-29 años favorece la adaptabilidad de la familia y las condiciones que no lo hacen fueron: familias extensas, padre y/o madre comerciante y madres mayores de 60 años (tabla 2).

En el análisis de las variables independientes, en 5 se encontró sesgo (asimetría) y/o curtosis importantes (con distribución no normal), por lo que dichas variables fueron excluidas del AD (se decidió no normalizarlas por métodos de transformación alternativos); de esta forma, solamente se analizaron 10 variables independientes que mostraron normalidad en su escala de medición original; las variables excluidas fueron: estado civil de los padres, total de hijos en la familia, ocupación de la madre, tipo de familia por su integración y su demografía.

Las matrices de covariancia de los grupos (balanceadas y extremas) fueron incluidas en una prueba de igualdad utilizando el estadístico Box's M, el cual fue de 3,46 con p=0,7561 para DCF y 2,95 con p=0,40 para DAF. Estos valores indicaron que las covariancias de ambos grupos en ambas dimensiones no eran diferentes estadísticamente; con ello se cumplió otro de los supuestos teóricos del modelo de AD y consecuentemente permitió continuar y finalizar el análisis.

Las funciones discriminantes mostraron a 3 variables como las más importantes para diferenciar entre los 2 grupos (familias balanceadas y extremas) en DCF: existencia de hijos adolescentes en la familia, familias tradicionales por su desarrollo (el esposo trabaja y la esposa se dedica a las labores del hogar y la crianza de los hijos) y ocupación del padre empleado o profesional. De igual forma, 2 variables resultaron útiles para discriminar los 2 grupos en DAF (existencia de hijos adultos en la familia y ocupación del padre empleado y profesional). La única variable que discriminó a la par para ambas dimensiones fue la ocupación del padre empleado o profesional. Las características de las dimensiones, sus grupos y las variables que los discriminan se muestran en la figura 1.

Con estos resultados las variables independientes que no fueron útiles para discriminar adecuadamente fueron: 7 variables para DCF y 8 para DAF. Esta observación fue corroborada por el análisis de variancia de una vía (ANOVA) para todas las variables, el cual mostró valores de probabilidad (p) significativos en algunas de las variables incluidas en cada función discriminante; es decir, las variables discriminantes seleccionadas en cada dimensión mostraron diferencias significativas con las que no discriminaron (p<0,05).

Los valores del estadístico U (lambda de Wilk) fueron altos (mayores de 0,95 en ambas dimensiones), lo que indicó que todos los promedios observados en ambos grupos de cada dimensión resultaron muy semejantes.

En el ANOVA de la variable más importante para discriminar a los grupos de familias extremas y balanceadas (existencia de hijos adolescentes en la familia), se obtuvo una diferencia no significativa (F=3,16; p=0,07) para DCF, lo que indicó que dicha variable participó importantemente en ambos grupos (balanceadas y extremas) aunque mostró diferencias porcentuales para cada uno (15% más en familias balanceadas que en extremas).

En DAF, la variable hijos adultos en la familia mostró diferencias significativas (F=4,13; p=0,04), indicando que dicha variable discrimina importantemente entre los grupos de familias balanceadas y extremas; la diferencia porcentual respectiva fue del 11% en favor de las familias extremas. Los promedios de las funciones discriminantes y sus grupos centroides se muestran en la tabla 3. Los coeficientes de las funciones discriminantes lineales de Fisher para las dimensiones de cohesión y adaptabilidad se muestran en la tabla 4.

Se encontró que, para la dimensión de cohesión, únicamente la variable existencia de hijos adolescentes en la familia explica el 53,5% de casos correctamente clasificados, y al incluir la variable desarrollo de la familia aumenta entre ambas a 63%, es decir esta última variable sólo explica un 9,5% de los casos; la siguiente variable (ocupación del padre) produce confusión, dado que entre las 3 sólo explican un 53,7% correctamente.

De aquí se concluyó que para DCF la variable discriminante más importante para clasificar a las familias balanceadas y extremas es la existencia o no de hijos adolescentes en la familia. La influencia de la variable de confusión hizo que hubiera casos incorrectamente clasificados (translape de círculos en la figura 2) por lo que se obtuvo el porcentaje de casos correcta e incorrectamente clasificados (tabla 5).

En la DAF (tabla 4) se observa que la variable existencia de hijos adultos en la familia explica un 56,3% de casos correctamente clasificados; al incluir a la variable ocupación del padre aumenta al 57,7%, es decir esta última variable incrementa en un 1,4% los casos correctos. Se concluye que para esta dimensión la variable discriminante más importante para clasificar a las familias balanceadas y extremas es la existencia o no de hijos adultos en la familia. Los porcentajes de casos clasificados correctos e incorrectos se muestran en la tabla 5.

De manera semejante a la DCF, en DAF existió translape de círculos de ambas dimensiones lo que indicó casos incorrectamente clasificados (fig. 3).

El porcentaje promedio de clasificación correcta para ambas dimensiones de nuestro modelo fue 57,1% para DCF y 57,7% para DAF (incluye todas las variables discriminantes significativas).

La variancia y el grado de asociación explicados por nuestro modelo para las dimensiones de cohesión y adaptabilidad se muestran en la tabla 6.

Discusión

En este trabajo se logró el objetivo central del mismo, obteniendo el valor específico de las variables en estudio que caracterizan a las familias balanceadas y extremas en las dimensiones de cohesión y adaptabilidad de la familia.

Ante la carencia de trabajos semejantes en nuestro medio, se tuvo la certeza de que los supuestos del modelo estadístico se cumplieran con la máxima precisión posible; esto no indica que los resultados encontrados en nuestro trabajo deban generalizarse. Es necesario probar la metodología con otras poblaciones abiertas y analizar sus resultados en función de la consistencia obtenida.

Al analizar la variancia explicada por el modelo (eta2) en ambas dimensiones, encontramos que es baja; es decir sólo explicaron 3,1 y 3,5% de la variancia total del fenómeno en cada dimensión explorada; en contrapartida la variancia no explicada (lambda de Wilk) es alta. Esto nos llevó a la conclusión de que existen otras variables o determinantes sociales que no fueron estudiadas en este trabajo y que posiblemente expliquen más variancia de la obtenida.

Pensamos que los factores económicos, religiosos, de posesión de la vivienda, estado de salud y enfermedad individual de los miembros de la familia, calidad de vida, estabilidad en el trabajo, tipo de instrucción escolar y grado de marginalidad, entre otras, puede ser motivo de investigación para tratar de explicar más variancia en nuestro modelo. Estas sugerencias son apoyadas por Bellón5, quien expresa que probablemente la buena o mala función familiar se halla influida por los factores del entorno social.

En este trabajo se trató de abordar, de manera integral, la influencia conjunta de variables que determinan o caracterizan a las familias extremas y balanceadas en nuestro medio. De hecho, el estudio y análisis de variables detectadas como de riesgo (tabla 2) no fueron iguales cuando se estudiaron en conjunto a excepción de la variable ocupación del padre, la cual mostró consistencia en las familias extremas para la dimensión de cohesión. Estas diferencias indican que el análisis individual de las variables que se encontraron como de riesgo muestran un comportamiento diferente a cuando se analizan en conjunto; es decir, la interacción de variables hace que se comporten de manera diferente en la caracterización de las familias.

También podemos concluir que el grado de asociación entre las variables incluidas como más importantes en las funciones discriminantes para ambas dimensiones (eigenvalores) fueron muy bajos; esta observación fue corroborada por los coeficientes de correlación canónica, que indicaron una baja asociación entre las puntuaciones discriminantes y los grupos de familias balanceadas y extremas, aunque los valores de probabilidad fueron significativos (p=0,01 y p=0,05, respectivamente) (tabla 6).

En relación al instrumento de FACES III utilizado en este estudio, se encontraron porcentajes de familias extremas (con posible disfunción familiar) superiores a los obtenidos con APGAR familiar; con este último se han reportado valores de disfunción familiar que oscilan en el 16-35%4,5,12. En el presente trabajo se detectó un 31,3% de familias extremas en cohesión y el 56% de las mismas en adaptabilidad.

Pensamos que estas diferencias se pudieron dar por las características de la población estudiada (abierta), en la cual fueron incluidas aleatoriamente familias en las que alguno(s) de sus miembros presentaran padecimientos crónicos, problemas económicos y/o laborales (inseguridad en su empleo, subempleados y desempleados) sobre todo. Lamentablemente dichas variables no fueron investigadas en este estudio, pero hay evidencia de su probable influencia asociada a la disfunción familiar, tal como lo señalan De la Revilla et al13 respecto a la presencia de enfermedades concretas.

En lo que se refiere a los posibles sesgos de nuestro estudio, consideramos que el principal es el de información, ya que las respuestas emitidas por los individuos encuestados pudieron ser influidas por cómo percibían a su familia en el momento de la aplicación de FACES III; aunque no se comparó o aplicó la misma encuesta a otro miembro de la misma familia, las respuestas de este último pudieron haber sido semejantes o diferentes a las del primero, y con ello encontrar evidencia del efecto de este posible sesgo de información. La manera de controlar este sesgo (aunque no en su totalidad) es calcular el coeficiente de confiabilidad, que en este trabajo se obtuvo de dos formas: test-retest (0,90) y alfa de Cronbach (0,68), los cuales nos hablan de la consistencia interna en las respuestas de los individuos encuestados. Para efectos de nuestro trabajo, preferimos conservar el valor de alfa de Cronbach, es decir, la consistencia interna (control del sesgo de información) fue del 68%.

Lo que representó una sorpresa en nuestro estudio fue encontrar que la existencia de hijos adolescentes favorece la cohesión familiar; esto es importante porque en la «cultura mexicana» el adolescente es por tradición rebelde y causa conflictos en la familia atribuidos al proceso de cambio y de definición de la personalidad en esta etapa de la vida. Pensamos que dichas características hacen que la relación padres-hijos adolescentes motive la «negociación» de su comportamiento, actividades, responsabilidades, hábitos, el estudio y trabajo y que esto fomente la cohesión familiar en su sentido más amplio.

Por otra parte, la existencia de hijos adultos en la familia propicia la adaptabilidad familiar, dado que el hijo adulto, en nuestro medio, se incorpora y participa con responsabilidad y en muchas ocasiones en la toma de decisiones importantes en la familia propiciando la adaptabilidad en situaciones de problemas concretos.

Respecto al tipo de actividad laboral que caracterizó a las ocupaciones de los padres, no podemos atribuir con claridad su significado, ya que la variancia que explicó dichas variables fue muy baja; sin embargo, la ocupación del padre como profesional o empleado se relacionó con familias extremas, tanto en cohesión como en adaptabilidad. Esta situación quizá enmascare a otra, que es el aspecto económico de la familia como un factor importante de disfunción familiar.

Finalmente, pensamos que la estrategia de análisis multivariado utilizada para este estudio fue muy útil, ya que mostró la ventaja de analizar las interacciones de variables simultáneamente, lo que se acerca más a la realidad que estudiarlas de manera aislada.

Agradecimientos

Los autores agradecen a la señorita María Ofelia Pedreguera Ramírez su paciencia y apoyo en la preparación de este manuscrito.

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