Content uploaded by Francisco González Sala
Author content
All content in this area was uploaded by Francisco González Sala on May 26, 2017
Content may be subject to copyright.
13Anuari de Psicologia (2015)
VARIABLES D’AJUSTAMENT PSICOLÒGIC,
EN UNA MOSTRA D’ADOLESCENTS AMB MESURES
DE PROTECCIÓ
VARIABLES DE AJUSTE PSICOLÓGICO, EN UNA MUESTRA
DE ADOLESCENTES CON MEDIDAS DE PROTECCIÓN
PSYCHOLOGICAL ADJUSTMENT VARIABLES, IN A SAMPLE
OF ADOLESCENTS WITH PROTECTIVE MEASURES
Francisco González-Sala*
Aixa Sue Cortés Fernández**
Doi: 10.7203/anuari.psicologia.16.1.13
Resum
El present treball pretén determinar la salut psicològica dels adolescents
del sistema de protecció segons diferents variables psicològiques, com auto-
concepte, resiliència, benestar psicològic i capacitats i dicultats, en funció
del gènere i de la presa o no de mesures de protecció. I, a més, conèixer les
relacions entre benestar i les variables d’ajustament, i determinar la capacitat
predictiva d’aquestes sobre el benestar. La mostra està formada per 44 ado-
lescents del sistema de protecció i 48 adolescents sense mesures de protecció.
Els resultats apunten que els adolescents amb mesures de protecció presenten
menor resiliència, benestar psicològic pitjor i més problemes emocionals i
de conducta que els adolescents sense mesures. Segons el gènere, les dones
presenten un autoconcepte acadèmic major, menors problemes de conducta i
major conducta prosocial. Hi ha una relació positiva entre el benestar psico-
pp. 13-30
** Ajudant doctor. Departament de Psicologia Evolutiva i de l’Educació. Facultat de
Psicologia. Universitat de València. Avinguda Blasco Ibàñez, 21. 46019, València. Corres-
pondència: <Francisco.Gonzalez-Sala@uv.es>.
** Psicòloga jurídica. Tècnica en orientació, intermediació i inserció laboral. Agèn-
cia d’Ocupació i Desenvolupament Local. Ajuntament de Benetússer. C/ Palleter, 9. 46910,
Benetússer (València). Correspondència: <aixacortes@cop.es>.
14 F. González-Sala / A. S. Cortés Fernández
lògic i els factors d’autoconcepte i resiliència, i negativa respecte als factors
referents a la presència de problemes, i la capacitat predictiva d’aquests fac-
tors sobre el benestar és alta. Caldria posar en marxa programes de prevenció
de salut per als menors en el sistema de protecció.
Paraules clau: sistema de protecció, adolescència, ajustament psicològic,
benestar psicològic, gènere.
Resumen
El presente trabajo tiene como objetivo determinar la salud psicológi-
ca de los adolescentes del sistema de protección, según diferentes variables
psicológicas, como autoconcepto, resiliencia, bienestar psicológico y capaci-
dades y dicultades, en función del género y de la toma o no de medidas de
protección. Y, además, conocer las relaciones entre bienestar y las variables
de ajuste, y determinar la capacidad predictiva de éstas sobre el bienestar.
La muestra está formada por 44 adolescentes del sistema de protección y 48
adolescentes sin medidas de protección. Los resultados apuntan que los ado-
lescentes con medidas de protección presentan una menor resiliencia, un peor
bienestar psicológico y más problemas emocionales y de conducta que los
adolescentes sin medidas. Según el género, las mujeres presentan un autocon-
cepto académico mayor, menos problemas de conducta y una mayor conducta
prosocial. Existe una relación positiva entre el bienestar psicológico y los
factores de autoconcepto y resiliencia, y negativa con respecto a los factores
referentes a la presencia de problemas, siendo la capacidad predictiva de
estos factores sobre el bienestar alta. Sería necesario poner en marcha pro-
gramas de prevención en salud para los menores en el sistema de protección.
Palabras clave: sistema de protección, adolescencia, ajuste psicológico, bien-
estar psicológico, género.
Abstract
The present paper aims to determine the psychological health of system
protection adolescents and gender, through different adjustment variables
such as self-concept, resilience, psychological well-being and capabilities
and difculties. Moreover, to recognize the relations between well-being
and adjustment variables, and determine the predictive ability of these over
well-being. The sample is formed by 44 adolescents from the welfare system
and 48 adolescents without protective measures. Results indicate that ado-
lescents from the welfare system show less resilience, worse psychological
well-being and greater emotional and behavioral problems than adolescents
without protective measures. By gender, women present a higher academic
self-concept, less behavioral problems and more prosocial behavior. There
is a positive relation between psychological well-being and self-concept
and resilience factors, and a negative relation with the factors related to
the presence of problems, being the predictive ability of these factors on the
15Anuari de Psicologia (2015)
well-being high. It turns out necessary the implementation of health preven-
tion programs with protection system minors.
Key words: protection system, adolescence, psychological adjustment, psy-
chological well-being, gender.
Introducció
Les mesures de protecció de menors tenen com a objectiu prevenir o era-
dicar situacions de risc i desemparament, així com garantir el desenvolupament
íntegre del menor en totes les sevesàrees. Per tant, es consideren menors amb
mesures de protecció aquells en què s’ha donat una situació de risc per al seu
desenvolupament, situació que no és tan greu perquè es produeixi una separació
del seu nucli familiar, i aquells en què es dóna una situació de desemparament
causada per l’incompliment o l’inadequat exercici de la guarda per part dels
pares o tutors,cosa que comporta en aquests casos l’eixida del menor del seu
nucli familiar.
La importància de conèixer la salut psicològica que presenten els menors
amb mesures de protecció radica tant en el nombre de casos, 3.055 menors
en acolliment residencial i familiar en l’any 2011 a la Comunitat Valenciana
(Direcció General de Serveis per a la Família i la Infància, 2012), com a l’hora
de determinar les intervencions i els recursos necessaris per a abordar les pro-
blemàtiques que presenten, més encara quant la salut mental del menors del
sistema de protecció no s’avalua a l’entrada del menor en el sistema, sinó quan
apareixen dicultats (Whyte i Campbell, 2008), la qual cosa descarta qualsevol
actuació preventiva.
Les conseqüències que tenen les situacions de negligència, desprotecció,
maltractament o abús han estat estudiades des de diferents àmbits i perspecti-
ves. Per a Moreno, García-Baamonde i Blázquez (2010), un xiquet, quan és
privat d’afecte o aquest és negligit, repercuteix de forma signicativa en el seu
desenvolupament. En aquest sentit, Repetti, Taylor i Seeman (2002) armen
que aquests menors presenten més probabilitats que apareguin problemes emo-
cionals i conductuals. Segons Whyte i Campbell (2008), el 30% dels menors en
acolliment presenten dicultats psicològiques signicatives. Goodman i Good-
man (2012) van trobar una prevalença de desordres mentals en menors d’aco-
lliment del 45%, mentre que en població general aquesta era del 9,4%. Sabater,
Gil, Molero i Ballester (2012), en una mostra de menors acollits a València,
apunten la presència d’un major nombre de problemes d’ansietat i depressió
amb l’edat, segons els informes de les famílies educadores i dels menors, pro-
blemes que ja es manifestaven abans de l’adolescència.
16 F. González-Sala / A. S. Cortés Fernández
Altres treballs troben que els menors pertanyents al sistema de protecció
ofereixen una percepció negativa de si mateixos, baixa autoestima i baix auto-
concepte (Luke i Coyne, 2008; Torres, Rivero, Balluerka, Herce i Achúcarro,
2006) i que aquests són més negatius en els menors en acolliment residencial
enfront dels d’acolliment en família educadora (Luke i Coyne, 2008; Farineau,
Wojciak i McWey, 2013). Per a González i Gimeno (2012), aquests menors
presenten problemes de salut física, psicològica i en el procés d’escolarització.
La resiliència com a factor protector ha estat abordat en diferents treballs
amb aquest col·lectiu de menors i es considera una de les estratègies adequades
que cal desenvolupar en la intervenció amb ells (Melendro, González i Ro-
dríguez, 2013). Per aJaffee, Caspi, Moftt, Pol-Tomás i Taylor (2007), només
una quarta part dels menors que havien patit maltractaments presentaven un
funcionament resilient en relació ambl’absència de conductes antisocials. Du
Mont, Widom i Czaja (2007) van avaluar l’estabilitat de la resiliència de forma
longitudinal en xiquets víctimes de maltractaments i abusos, i van trobar que el
48% mostrava un funcionament resilient en l’adolescència, mentre que en l’edat
adulta aquest percentatge es reduïa al 20%.
La presència de problemes psicològics en menors amb mesures de protec-
ció ha estat raticada per diferents investigacions. Glaser (2002) va constatar
l’aparició de problemes de tipus emocional i internalitzants, com baixa autoes-
tima, ansietat o estrès, problemes de conducta o externalitzants, com irresponsa-
bilitat, oposicionisme i comportaments antisocials, baix rendiment o absentisme
escolar, agressivitat i/o aïllament social en menors que havien patit negligència
i/o maltractament emocional. Segons Delgado, Fornieles, Costes i Brun-Gasca
(2012), d’una banda,iWigley, Preston-Shoot, McMurray i Connolly, de l’altra,
(2012), els menors en acolliment presenten una major prevalença de desordres
mentals i de problemes internalitzants i externalizants en comparació amb els
menors en convivència amb la seva família biològica. Per aCousins, Taggart i
Milner (2010), els menors en acolliment presenten un risc alt de desenvolupar
problemes de salut mental, de manera que el 70,3% mostrava dicultats segons
el Qüestionari de Capacitats i Dicultats (SDQ) de Goodman (2001). En can-
vi, Fernández-Molina, del Valle, Fuentes, Bernedo i Bravo (2011) apunten que
només un reduït percentatge de menors en acolliment presenta problemes de
conducta importants, i que els problemes de conducta i els problemes somàtics
són més grans en menorsen acolliment residencial.
El benestar psicològic entès des del model multidimensional de Ryff (1989
a i b) s’ha relacionat amb una bona salut mental. Principalment, una major
autoacceptació i domini de l’entorn (Díaz et al., 2006), una adequada capa-
citat de mantenir relacions positives amb altres persones, tenir un propòsit en
la vida i el creixement personal (Ryff, 1989b), així com una major autonomia
(Ryff i Keyes, 1995). Casullo (2002) va relacionar el benestar psicològic amb
17Anuari de Psicologia (2015)
la capacitat per a mantenir vincles afectius, exercir control sobre l’entorn, tenir
projectes i autoacceptació positiva, i el va considerar un factor protector de sa-
lut mental. Per a Alvarado (2013), un benestar psicològic adequat caracteritza
el perl sa d’adaptació positiva de persones que han experimentat experiènci-
es negatives. En aquest sentit, interessa conèixer de manera especíca el ben-
estar psicològic dels menors acollits i, de manera general, la relació d’aquest
constructe i els seus factors amb altres factors d’ajustament psicològic, com
la resiliència (Christopher, 2000; Nygren, Aléx, Jonsén, Gustafson, Norberg i
Lundman, 2011) i el suport social (Chu, Saucier i Hafner, 2010).
Conèixer els factors d’ajustament psicològic com el benestar, la resiliència,
l’autoestima i les capacitats o problemes dels menors i les relacions causals en-
tre tots aquests elements és determinant per a generar programes de prevenció
en salut mental. De fet, aquest és un factor d’ajustament psicològic rellevant a
l’hora de determinar la salut psicològica del menor.
Els objectius del present treball són tres: a) Determinar la salut psicològi-
ca de menors amb mesures de protecció a través de diferents variables psico-
lògiques d’ajustament i risc, en funció del gènere i de la presa de mesures de
protecció o no amb el menor. Com a mesures d’ajustament i risc referents a la
salut psicològica, incloem l’autoconcepte, la resiliència, el benestar psicològic
i capacitats i dicultats. b) Conèixer les relacions entre el benestar psicològic
i les variables d’ajustament i de risc. c) Conèixer la capacitat predictiva de
l’autoconcepte, la resiliència i la presència de problemes o capacitats sobre el
benestar psicològic.
Mètode
Mostra
La mostra està formada per un total de 91 adolescents amb edats compre-
ses entre els 12 i els 17 anys, dels quals 40 són homes i 51 dones. El grup de
menors sense mesures de protecció el componen 48 adolescents, amb una edat
mitjana de M = 14,54 i DT = 1,65, dels quals 19 són homes i 29 dones. El grup
de menors amb mesures, en els quals s’ha donat una situació de desprotecció,
l’integren 43 subjectes amb una edat mitjana de M = 14,07 i DT = 1,67, dels
quals 21 són homes i 22 dones.
Instruments
Els instruments emprats en el present estudi han sigut: L’Es cala de Auto-
concepte Forma 5 (AF-5; García i Musitu, 1999). Consta de 30 ítems als quals
18 F. González-Sala / A. S. Cortés Fernández
s’ha de respondre amb una escala d’1 a 99, en funció del grau d’acord amb cada
armació. Mesura cinc dimensions d’autoconcepte: acadèmic, social, emoci-
onal, familiar i físic. La seva estructura factorial ha sigut comprovada empí-
ricament (García i Musitu, 1999; Malo, Bataller, Cases i González, 2011) i el
coecient alfa de Cronbach és de 0,81. El coecient alfa de Cronbach per a les
escales comprèn de 0,67 a 0,88 (Fuentes, García, Gracia i Lila, 2011).
L’Escala de Resiliència Factorial (Connor i Davidson, 2003) està basada en
el model conceptual que entén la resiliència com la capacitat per a adaptar-se,
amb èxit, als esdeveniments pertorbadors (Richardson, 2002). Està compost per
25 ítems que conformen 5 subescales: competència personal, alts estàndards i
tenacitat; conança en els propis instints, tolerància davant l’afecte negatiu i
efectes enfortidors de l’estrès; acceptació positiva del canvi i relacions segures;
control i inuències espirituals. El format de resposta és una escala tipus Likert
de 5 punts –totalment en desacord, poc d’acord, acord moderat, molt d’acord i
totalment d’acord–. Les puntuacions altes reecteixen una major capacitat de
recuperació (Connor i Davidson, 2003). L’escala va mostrar una adequada con-
sistència interna, amb un alfa de Cronbach superior a 0,80, tant en la investigació
original (Connor i Davidson, 2003), com en treballs posteriors amb adolescents
i joves adults (Jorgensen i Seedat, 2008; Burns i Anstey, 2010). Els coecients
alfa de Cronbach per a les subescales comprenen des 0,70 ns a 0,95.
L’Escala de Benestar Psicològic (Ryff i Keyes, 1995) en la seva versió
reduïda disposa de 18 ítems i està composta per sis dimensions: autoacceptació,
domini de l’entorn, relacions positives, propòsit en la vida, creixement personal
i autonomia. El format de resposta és tipus Likert, amb 6 opcions de resposta
–molt inadequat, bastant inadequat, un poc inadequat, un poc adequat, bastant
adequat i molt adequat–. El coecient alfa de Cronbach és de 0,88.
El Qüestionari de Capacitats i Dicultats SDQ (Goodman, 2001) cons-
ta de 25 ítems que detecten possibles problemes emocionals i conductuals en
xiquets i adolescents. Està compost per cinc escales: símptomes emocionals,
problemes de conducta, hiperactivitat/desatenció, problemes amb companys i
conducta prosocial. S’ha de respondre a cada ítem a través de 3 categories de
resposta (0 = no és cert, 1 = un poc cert i 2 = absolutament cert). Una puntua-
ció més elevada indica una major presència dicultats, excepte en l’escala de
conducta prosocial, on una puntuació alta indica presència de comportaments
positius en les relacions interpersonals. Per a aquest estudi s’ha emprat la versió
d’autoinforme que pot ser completada per xiquets i adolescents d’11 a 16 anys.
El coecient alfa de Cronbachper a aquesta versió va ser de 0,81. Els coecients
alfa de Cronbach per a les subescales comprenen des 0,41 ns a 0,81.
19Anuari de Psicologia (2015)
Procediment
Després de seleccionar els instruments es va passar a la recollida de dades, la
qual es va realitzar de forma individual amb el suport dels psicòlegs i educadors
responsables dels centres educatius i dels centres de menors durant l’any 2013.
Prèviament es va obtenir el consentiment informat dels pares o tutors legals.
Els menors amb mesures de protecció pertanyien a quatre residències de me-
nors i per a l’estudi es van seleccionar aquells menors que estiguessin més de
6 mesos en acolliment, tinguessin entre 12 i 17 anys i que no presentessin dis-
capacitat intel·lectual. Es va mantenir una entrevista amb els responsables de
sis centres de la ciutat de València, dels quals quatre van donar el consentiment
per a la recollida de la informació. Els menors que no presentaven mesures de
protecció pertanyien a dos instituts de la ciutat de València, centres que es van
seleccionar perquè s’hi treballava a través de diferents programes de prevenció.
Anàlisi de dades
Es realitzen anàlisis de variància multivariant (MANOVA). En concret, un
MANOVA entre subjectes 2 (grup sense mesures de protecció / grup amb mesu-
res de protecció) x 2 (xics / xiques), amb les variables dependents autoconcepte,
resiliència, benestar psicològic i dicultats icapacitats. Es va emprar la traça
de Pillai per a avaluar la signicació dels efectes, i aquesta va ser la prova més
robusta l’allunyament dels supòsits matemàtics (Tabachnick i Fidell, 2007).
Posteriorment es van realitzar diversos ANOVA de continuació, en les variables
d’ajustament on es van donar efectes multivariants signicatius, que va resultar
el procediment més habitual (Bray i Maxwell, 1982). Es va emprar l’etaquadrat
parcial per a determinar la mesura de l’efecte seguint els valors assenyalats per
Cohen (1992) i esva interpretar aquest efecte com a baix (.02), mitjà (.13) o alt
(.26). Es van realitzar correlacions de Pearson per a l’estudi de les relacions
entre les variables d’ajustament psicològic –benestar, autoconcepte, resiliència
i capacitats i dicultats– i anàlisi de regressió múltiple, per a l’estudi dels efec-
tes dels factors d’ajustament psicològic sobre els factors de benestar. Totes les
anàlisis estadístiques es van realitzar amb el paquet estadístic SPSS 19.
Resultats
Relació entre gènere i grup amb les variables d’ajustament psicològic
Les anàlisis multivariants efectuades mostren diferències estadísticament
signicatives respecte al gènere en les variables autoconcepte, F(5, 83) = 3,575,
20 F. González-Sala / A. S. Cortés Fernández
p = 0,006, h2 = 0,177, i dicultats/capacitats, F(5, 83) = 2,857, p = 0,020, h2 =
0,147, i no es donen diferències pel que fa a la variable resiliència, F(5, 83) =
0,587, p = 0,710, h2 = 0,034 i en el benestar, F(6, 82) = 1,313, p = 0,261,h2 = 0,088.
Pel que fa al grup, les anàlisis multivariants mostren diferències en les variables
d’ajustament psicològic referents a la resiliència, F(5, 83) = 3,099, p = 0,013,h2
= 0,157; al benestar psicològic F(6, 82) = 4,590, p = 0,000, h2 = 0,251; i en
dicultats/capacitats, F(5, 83) = 2,749, p = 0,024, h2 = 0,142. Per a la varia-
ble autoconcepte no hi va haver diferències signicatives F(5, 83) = 1,960,
p = 0,093, h2 = 0,106.
No es va donar interacció entre el gènere i el grup en cap de les variables
d’ajustament estudiades: autoconcepte, F(5, 83) = 1,176, p = 0,328, h2 = 0,066;
resiliència, F(4, 83) = 0,439, p = 0,820, h2 = 0,026; benestar, F(6, 82) = 0,544,
p = 0,773, h2 = 0,038; i dicultats/capacitats, F(5, 83) = 0,816, p = 0,541,
h2 = 0,047.
A continuació es realitza una anàlisi més minuciosa d’aquelles variables
d’ajustament psicològic en quès’han donat diferències signicatives.
Gènere
Pel que fa a la variable autoconcepte, l’ANOVA de continuïtat respecte
al gènere ens permet conèixer en quins factors hi ha diferències signicatives.
En concret, és en el factor autoconcepte acadèmic on apareixen diferències
F(1, 91) = 7,847, p = 0,006, h2 = 0,083, i hi són les dones les qui presenten una
puntuació mitjana superior (M = 7,24, DT = 1,82) enfront dels homes (M = 5,98,
DT = 2,48). No hi ha diferències en els factors autoconcepte social, F(1, 91)
= 0,170, p = 0,681, h2 = 0,002; emocional, F(1, 91) = 3,476, p = 0,066, h2 =
0,038; familiar, F(1, 91) = 0,007, p = 0,933, h2 = 0,000 i físic, F(1, 91) = 0,168,
p = 0,683, h2 = 0,002.
Per a la variable dicultats/capacitats, l’ANOVA de continuïtat respecte al
gènere indica que hi ha diferències estadísticament signicatives en els factors
problemes de conducta, F(1, 91) = 4,045, p = 0,047, h2 = 0,044. Hi presenten
una puntuació mitjana més gran els homes (M = 3,40, DT = 2,45) que les dones
(M = 2,50, DT = 2,01) i en conducta prosocial, F(1, 91) = 4,303, p = 0,041, h2
= 0,047; i la mitjana és més alta en les dones (M = 8,71, DT = 1,49) que en els
homes (M = 8,10, DT = 1,25). Per a la resta de factors no hi vahaver diferències
signicatives: símptomes emocionals, F(1, 91) = 3,185, p = 0,078, h2 = 0,035;
hiperactivitat, F(1, 91) = 0,024, p = 0,876, h2 = 0,000; i problemes amb els com-
panys, F(1, 91) = 0,003, p = 0,954, h2 = 0,000.
21Anuari de Psicologia (2015)
Grup
En relació amb els factors de resiliència, l’ANOVA de continuïtat respecte
al grup assenyala que apareixen diferències estadísticament signicatives en els
factors competència personal, F(1, 92) = 12,501, p = 0,001, h2 = 0,126, con-
ança, F(1, 92) = 7,658, p = 0,007, h2 = 0,081, acceptació, F(1, 92) = 4,233, p =
0,043, h2 = 0,046 i control, F(1, 92) = 5,431, p = 0,022, h2 = 0,059. En tots els
factors són els menors sense mesures de protecció els que presenten una puntu-
ació mitjana més alta: competència personal (M = 3,27, DT = 0,44), conança
(M = 2,80, DT = 0,64), acceptació (M = 3,18, DT = 0,47) i control (M = 3,33 DT
= 0,53) enfront dels menors amb mesures de protecció, competència personal
(M = 2,81, DT = 0,72), conança (M = 2,37, DT = 0,82),acceptació (M = 2,89
DT = 0,81) i control (M = 3,02 DT = 0,70). En el factor inuències espirituals
no hi va haver diferències signicatives F(1, 92) = 0,642, p = 0,425, h2 = 0,007.
Pel que fa al benestar psicològic, en l’ANOVA de continuïtat apareixen
diferències estadísticament signicatives en tots els factors:autoacceptació,
F(1, 92) = 19,214, p = 0,000, h2 = 0,181; domini de l’entorn, F(1, 92) = 5,877,
p = 0,017, h2 = 0,063; relacions positives, F(1, 92) = 9,014, p = 0,003, h2 =
0,094; propòsit en la vida, F(1, 92) = 8,618, p = 0,004, h2 = 0,090; creixement
personal, F(1, 92) = 7,922, p = 0,006, h2 = 0,083; i autonomia, F(1, 92) =
12,578, p = 0,001, h2 = 0,126. És el grup de menors sense mesures de protecció
el que presenta puntuacions mitjanes superiors en tots els factors referits al
benestar:autoacceptació (M = 4,60, DT = 1,03), domini de l’entorn (M = 4,22,
DT = 0,77), relacions positives (M = 4,79, DT = 0,90), propòsit en la vida (M
= 4,38, DT = 0,97), creixement personal (M = 5,12, DT = 0,64) i autonomia
(M = 4,36, DT = 0,73), enfront del grup de menors amb mesures de protecció:
autoacceptació (M = 3,54, DT = 1,21), domini de l’entorn (M = 3,74, DT =
1,05), relacions positives (M = 4,12, DT = 1,17), propòsit en la vida (M = 3,74,
DT = 1,09), creixement personal (M = 4,56, DT = 1,19) i autonomia (M = 3,80,
DT = 0,72).
En relació amb la variable d’ajustamentdicultats/capacitats, l’ANOVA de
continuïtat mostra diferències signicatives en els factors símptomes emocio-
nals F(1, 92) = 5,038, p = 0,027, h2 = 0,055, i són els menors amb mesures de
protecció els que obtenen una puntuació mitjana major (M = 4,45, DT = 2,82)
enfront dels menors sense mesures (M = 3,15, DT = 2,68), i en el factor proble-
mes de conducta, F(1, 92) = 10,914, p = 0,001, h2 = 0,111, on els menors amb
mesures de protecció presenten una mitjana major (M = 3,69, DT = 2,49) que
els menors sense mesures (M = 2,21, DT = 1,75). En la resta de factors no va
resultar que hi hagués diferències signicatives:hiperactivitat, F(1, 92) = 0,336,
p = 0,564, h2 = 0,004; problemes amb els companys F(1, 92) = 1,486; p = 0,226,
h2 = 0,017; i conducta prosocial, F(1, 92) = 0,292, p = 0,590, h2 = 0,003.
22 F. González-Sala / A. S. Cortés Fernández
Relacions entre les variables d’ajustament i el benestar psicològic
Les relacions trobades entre el benestar i els factors d’autoconcepte, resi-
liència i capacitats i dicultats vénen recollides en la taula 1. L’autoconcepte
acadèmic i el familiar, així com els factors de resiliència, competència personal
i acceptació es relacionen de forma positiva i signicativa amb tots els compo-
nents del benestar.
TAULA 1
Correlacions de les dimensions del benestar psicològic
amb les dimensions d’autoconcepte, resiliència i capacitats i dicultats
Factors Auto- Domini Rel. Propòsit Creixement Auto-
acceptació entorn positives en la vida personal nomia
Acadèmic rxy -0,407** -0,381** -0,404** -0,449** -0,388** -0,233*
Social rxy -0,429** -0,394** -0,584** -0,175 -0,236* -0,323**
Emocional rxy -0,249* -0,332** -0,257* -0,147 -0,134 -0,242*
Familiar rxy -0,378** -0,407** -0,386** -0,222* -0,281** -0,282**
Físic rxy -0,488** -0,451** -0,414** -0,158 -0,276** -0,289**
Competèn-
cia personal rxy -0,542** -0,525** -0,298** -0,317** -0,523** -0,400**
Conança rxy -0,551** -0,607** -0,408** -0,183 -0,328** -0,411**
Acceptació rxy -0,589** -0,610** -0,442** -0,321** -0,529** -0,431**
Control rxy -0,428** -0,453** -0,227* -0,179 -0,373** -0,183
Inuències
espirituals rxy -0,076 -0,054 -0,157 -0,127 -0,172 -0,085
Símptomes
emocionals rxy -0,534** -0,531** -0,437** -0,168 -0,249* -0,501**
Problemes
de conducta rxy -0,318** -0,229* -0,368** -0,318** -0,388** -0,300**
Hiperactivitat rxy -0,330** -0,440** -0,232* -0,300** -0,230* -0,347**
Problemes
companys rxy -0,411** -0,257* -0,455** -0,163 -0,274** -0,141
Conducta
prosocial rxy -0,174 -0,100 -0,245* -0,063 -0,320** -0,034
Notes: N=91 en els factors d’autoconcepte. N=92 en els factors de benestar psicològic, resiliència i capacitats/
dicultats. *= correlació signicativa al nivell del 0,05; **= correlació signicativa al nivell del 0,01
Auto concepteResiliènciaDicultats i capacitats
23Anuari de Psicologia (2015)
En la resta de factors les relacions són també positives i en la majoria dels
casos, signicatives, per la qual cosa uns majors nivells d’autoconcepte i resi-
liència es vinculen amb un major benestar. Per la seva banda, són els factors
referits a problemes emocionals, problemes de conducta, hiperactivitat i pro-
blemes amb els companys els que presenten, tots, relacions negatives amb el
benestar i signicatives en la majoria de les relacions entre factors. És a dir, que
amb un major nombre de dicultats o problemes disminueix el benestar dels
adolescents.
Predicció del benestar psicològic
Les anàlisis de regressió múltiple per a l’estudi dels efectes dels factors
d’ajustament psicològic, sobre els factors de benestar mostren que per al fac-
tor autoacceptació es va trobar una capacitat predictiva ajustada del model del
46,8% (R2 = 0,468, p < 0,001). Com es pot veure –taula 2–, els factors de la
resiliència acceptació, problemes emocionals i autoconcepte acadèmic són ca-
paços de predir signicativament l’autoacceptació. Mentre que la acceptació i
l’autoconcepte acadèmic tenen coecients beta elevats i positius, els problemes
emocionals prediuen l’autoacceptació de manera negativa.
La capacitat predictiva ajustada del model per al factor autonomia va ser
del 28,8% (R2 = 0,288, p < 0,001). Són els factors de símptomes emocionals i
acceptació els que prediuen signicativament l’autonomia. En el cas dels símp-
tomes emocionals, el coecient beta és negatiu i elevat, i per al factor accepta-
ció el coecient resulta positiu.
Per al factor creixement personal la capacitat predictiva del model va ser
del 39,8% (R2 = 0,398, p < 0,001). Els factors que millor prediuen el creixe-
ment personal van ser acceptació i competència, amb coecients beta positius
i elevats, i els factors problemes de conducta i conança, amb coecients beta
negatius –taula 2–.
En el factor domini de l’entorn la capacitat predictiva del model va ser
del 48% (R2 = 0,480, p < 0,001). Els factors que prediuen signicativament el
domini de l’entorn són acceptació i conança, amb coecients beta positius i
elevats, i els símptomes emocionals en negatiu –taula 2–.
El propòsit en la vida presenta una capacitat predictiva del 19,2% (R2 =
0,192, p < 0,001). És el factor autoconcepte acadèmic el que prediu signicati-
vament aquest factor del benestar, amb un coecient beta positiu i elevat.
Per al factor relacions positives, el model presenta una capacitat predictiva
del 39,4% (R2 = 0,394, p < 0,001). Els factors que són capaços de predir signi-
cativament aquest factor del benestar són l’autoconcepte social i el familiar,
amb coecients beta positius i elevats, especialment per al’autoconcepte social,
i els símptomes emocionals en negatiu.
24 F. González-Sala / A. S. Cortés Fernández
TAULA 2
Model predictiu dels factors de benestar a partir dels factors d’ajustament psicològic
de l’autoconcepte, resiliència i problemes i capacitats
Factors benestar Predictors Beta T p
Autoacceptació Acceptació -0,397 4,570 0,000
Símptomes emocionals -0,327 -3,861 0,000
Autoconcepte acadèmic -0,188 -2,272 0,026
Autonomia Símptomes emocionals -0,392 -4,048 0,000
Acceptació -0,261 -2,698 0,008
Creixement personal Acceptació -0,370 -3,179 0,002
Problemes de conducta -0,272 -3,249 0,002
Competència -0,418 -3,321 0,001
Conança -0,278 -2,228 0,029
Domini de l’entorn Acceptació -0,305 -2,986 0,004
Símptomes emocionals -0,293 -3,453 0,001
Conança -0,270 -2,623 0,010
Propòsit en la vida Autoconcepte acadèmic -0,449 -4,738 0,000
Relacions positives Autoconcepte social -0,444 -4,781 0,000
Autoconcepte familiar -0,187 -2,113 0,037
Símptomes emocionals -0,190 -2,047 0,044
Nota: Beta = coecient estandarditzat; t =estadístic de contrast; p = signicativitat
Discussió
En relació amb el primer objectiu plantejat en aquest estudi, podem dir que
la salut mental valorada, a través de diferents variables d’ajustament psicològic,
és pitjor en els adolescents amb mesures de protecció que en els adolescents
sense mesures. La condició d’estar dins del sistema de protecció i/o les circum-
stàncies que condueixen a aquesta situació tenen un efecte sobre les variables
de resiliència, benestar i dicultats i capacitats. Així doncs, és el grup de menors
amb mesures el que presenta un benestar psicològic pitjor en tots i cadascun
dels factors que deneixen aquest constructe.
Els menors amb mesures de protecció presenten una menor acceptació de
si mateixos, una percepció de menor domini sobre la seva pròpia situació i de
la seva capacitat d’inuir en el context, aspecte que pot estar justicat per la in-
certesa que envolta la seva vida en els diferents àmbits, familiar i personal, així
com per la transitorietat de les mesures de protecció o per experiències passa-
des, com haver estat en altres acolliments que no han funcionat. Són menors que
25Anuari de Psicologia (2015)
presenten una freqüència més baixa de relacions positives amb iguals i adults,
amb més dicultats per a establir metes i objectius que els permetin donar sentit
a la vida, que realitzen menys esforç personal a l’hora de desenvolupar les seves
potencialitats i que mostren una major dependència. Presenten més problemes
emocionals i de conducta, tal com suggereixen diferents treballs (Cousins et al.
2010; Glaser, 2002; Repetti, Taylor i Seeman, 2002; Sabater et al. 2012; Whyte
i Campbell, 2008; Wigley et al. 2012), mentre que, per a Fernández-Molina et
al. (2011), només un petit percentatge de menors en acolliment mostra proble-
mes greus de conducta.
A més, hem de considerar que els menors amb mesures de protecció re-
velen menys factors resilients, en la mesura que manifesten la percepció d’una
menor competència personal, menor conança i recursos per a enfrontar-se a
les situacions d’estrès, una pitjor capacitat per a acceptar els canvis i mani-
festar relacions segures i una menor percepció de control, com així també ho
apunten Jaffeet al. (2007) i Du Mont et al. (2007). Basant-nos en això, podem
dir que el menor en situació de protecció presenta indicadors de desajustament
psicològic més alts, enfront dels menors que no es troben en aquesta condició,
la qual cosa els col·loca en una situació de vulnerabilitat psicològica que pot
repercutir en el seu estat de salut mental, la qual resulta que és pitjor (González
i Gimeno, 2012).
El gènere, per separat, té un efecte sobre diferents variables d’ajustament
psicològic, com seria en l’autoconcepte, principalment en el terreny acadèmic,
el qual és més gran en les dones, aspecte que pot tenir relació amb la compe-
tència i amb els resultats acadèmics, que són millors en el cas de les dones que
no en el dels homes (Córdoba, García, Luengo, Vizuete i Feu, 2011; Kovacs,
Gil, Gestoso, López, Mufraggi i Palou, 2008). L’efecte del gènere també es
manifesta pel que fa als problemes de conducta, que són majors en el cas dels
homes, mentre que les dones manifestaven conductes mésprosocials enfront
dels homes, resultats que estan d’acord amb altres treballs (Anglès et al., 2008).
En resposta al nostre segon objectiu de l’estudi, les relacions trobades entre
els diferents factors d’ajustament i els components del benestar coincideixen
amb els constatats en altres treballs (Garaigordobil, Aliri i Fontaneda, 2009;
Nygrenet al., 2011). La majoria dels factors de l’autoconcepte es vinculen de
forma positiva amb els components del benestar, i és el factor propòsit en la vida
el que presenta menys relacions amb l’autoconcepte. Pel que fa a la resiliència,
els seus factors es connecten de forma positiva amb els factors del benestar, a
excepció del factor inuències espirituals, que no té relació amb el benestar.
Atenent a les dicultats i capacitats, trobem que els factors relatius amb les di-
cultats, com són símptomes emocionals, problemes de conducta, hiperactivitat
i problemes de relació amb els iguals, es relacionen de forma negativa amb el
benestar, excepte el factor conducta prosocial, que ho fa de manera positiva.
26 F. González-Sala / A. S. Cortés Fernández
En aquest sentit podem concloure que un major autoconcepte, una major
resiliència i conducta prosocial, menors problemes emocionals, de conducta i
de relació es relacionen amb un major benestar psicològic.
Finalment, responent al nostre tercer objectiu, cal dir que la capacitat pre-
dictiva dels factors d’ajustament sobre els components del benestar psicològic
és alta en pràcticament tots els factors amb percentatges entre el 46,6% i el
28,8%, i una mica més baixa per al factor propòsit en la vida, ja que és del
19,2%, amb la circumstància que l’únic factor que predeia aquest component
del benestar era l’autoconcepte acadèmic. Cal destacar que el factor de resilièn-
cia, acceptació positiva del canvi i relacions segures funciona com a predictor
del benestar en quatre dels seus components, com són autoacceptació, autono-
mia, creixement personal i domini, i que manté una relació positiva amb aquests
components, així com altres factors que componen la resiliència, com són com-
petència personal i conança, aspecte que està d’acord amb els resultats trobats
per Christopher (2000). Un altre predictor del benestar que destaca per la seva
freqüència és el factor símptomes emocionals, el qual apareix com a predictor
signicatiu en els components autoacceptació, autonomia i relacions positives,
amb una relació negativa.
Entre les limitacions del present estudi hem d’esmentar que no s’ha pogut
accedir a la totalitat de menors amb mesures de protecció, la qual cosa limita la
generalització dels resultats. Només s’han tingut en consideració l’autoconcep-
te, la resiliència, les dicultats o capacitats i el benestar psicològic, tot i que pot
haver-hi altres factors que inueixin i intervinguin en les relacions entre aquests
factors d’ajustament.
Resulta prioritari, si volem prevenir problemes de salut psicològica en els
menors amb mesures de protecció, realitzar avaluacions en aquest sentit una
volta que entren dins del sistema de protecció. Avaluacions que no sols han de
valorar les dicultats o problemes, sinó també les potencialitats, com seria la
resiliència, que presenten aquests menors.
D’altra banda, resultaria interessant realitzar estudis longitudinals amb me-
nors del sistema de protecció, amb vista a conèixer la situació de la seva salut
mental en el temps, especialment en la joventut, en què la presència d’aquests
problemes pot afectar la seva adaptació al context i les seves relacions familiars.
Una altra línia d’investigació seria valorar les variables d’ajustament psicològic
atenent al tipus de mesura de protecció aplicada –suport familiar en situacions
de risc, acolliment residencial, acolliment en família educadora i acolliment en
família extensa– i als anys de pertinença a aquesta, cosa que permetria identi-
car variables moduladores del risc i amortidores de la situació personal que
viu el menor, amb l’objectiu de potenciar unes mesures en detriment d’altres.
Per nalitzar, seria interessant la consideració d’altres mediadors, individuals,
familiars i socials, que puguin tenir un efecte sobre el benestar psicològic entre
els menors amb mesures de protecció.
27Anuari de Psicologia (2015)
Referències
Alvarado, E. (2013). Percepción de exposición a violencia familiar en adoles-
centes de población general: consecuencias para la salud, bajo un enfoque
de resiliencia. Universidad Complutense de Madrid.
Bray, J. H. i Maxwell, S. E. (1982). Analyzing and interpreting signicant
MANOVAs. Review of Educational Research, 52, 340-367. doi: 10.3102/
00346543052003340.
Burns, R. A. i Anstey, K. J. (2010). The Connor-Davidson Resilience Scale
(CD-RISC): Testing the invariance of a uni-dimensional resilience measure
that is independent of positive and negative affect. Personality and Indivi-
dual Differences, 48, 527-531. <http://dx.doi.10.1016/j.paid.2009.11.026>.
Casullo, M. (2002). Evaluación del bienestar psicológico. En M. M. Casullo,
M. E. Brenlla, A. Castro, M. S. Cruz, R. González, C. Maganto, et al.
(Eds.), Evaluación del bienestar psicológico en Iberoamérica (pp. 11-29).
Buenos Aires: Paidós.
Christopher, K. A. (2000). Determinants of psychological well-being in Irish im-
migrants. Western Journal of Nursing Research, 22, 123-140. doi: 10.1177/
019394590002200203.
Chu, P. S.; Saucier, D. A. i Hafner, E. (2010). Meta-analysis of the relations-
hips between social support and well-being in children and adolescents.
Journal of Social and Clinical Psychology, 29, 624-645. doi: 10.1521/
jscp.2010.29.6.624.
Cohen, J. (1992). A power primer. Psychological Bulletin, 112, 155-159.
Connor, K. M. i Davidson, J. R. T. (2003). Development of a new Resilien-
ce Scale: The Connor-Davidson Resilience Scale (CD-RISC). Depression
and Anxiety, 18, 76-82.
Córdoba, L. G.; García, V.; Luengo, L. M.; Vizuete, M. i Feu, S. (2011). De-
terminantes socioculturales: Su relación con el rendimiento académico en
alumnos de Educación Secundaria Obligatoria. Revista de Investigación
Educativa, 29, 83-96. <http://hdl.handle.net/123456789/1404>.
Cousins, W.; Taggart, L. i Milner, S. (2010). Looked after or overlooked? An
exploratory investigation of the mental health issues of adolescents living
in state care in Northern Ireland. Psychology, Health & Medicine, 15, 497-
506. <http://dx.doi.10.1080/13548506.2010.487110>.
Delgado, L.; Fornieles, A.; Costas, C. i Brun-Gasca, C. (2012). Acogimiento
residencial: problemas emocionales y conductuales. Revista de Investiga-
ción en Educación, 10 (1), 158-171. <http://ddd.uab.cat/record/129756>.
Díaz, D.; Rodríguez, R.; Blanco, A.; Moreno, B.; Gallardo, I.; Valle, C. i van
Dierendonck, D. (2006). Adaptación española de las escalas de bienestar
psicológico de Ryff. Psicothema, 18, 572-577.
28 F. González-Sala / A. S. Cortés Fernández
Dirección General de Servicios para la Familia y la Infancia (2012). Tablas evo-
lución de las medidas de protección a la infancia en la Comunidad Valen-
ciana 2003-2011. Boletín de Datos Estadísticos de Medidas de Protección
a la Infancia, 14.
Du Mont, K.; Widom, C. i Czaja, S. (2007). Predictor of resilience in abused
and neglected children grown-up: the role of individual and neighborhood
characteristics. Child Abused & Neglect, 31, 255-274. doi: 10.1016/j.chiabu
.2005.11.015.
Farineau, H. M.; Wojciak, A. S. i McWey, L. M. (2013). You matter to me: im-
portant relationship and self-esteem of adolescents in foster care. Child and
Family Social Work, 18, 129-138. doi: 10.1111/j.1365-2206.2011.00808.x.
Fernández-Molina, M.; del Valle, J.; Fuentes, Mª. J.; Bernedo, I. M. i Bravo, A.
(2011). Problemas de conducta de los adolescentes en acogimiento prea-
doptivo, residencial y con familia extensa. Psicothema, 23, 1-6.
Fuentes M. C.; García, J. F.; Gracia, E. i Lila, M. S. (2011). Autoconcepto y
ajuste psicosocial en la adolescencia. Psicothema, 23, 7-12.
Garaigordobil, M.; Aliri, J. i Fontaneda, I. (2009). Bienestar psicológico sub-
jetivo: Diferencias de sexo, relación con dimensiones de personalidad y
variables predictoras. Behavioral Psychology, 17, 543-559.
García, F. i Musitu, G. (1999). AF5: Autoconcepto Forma 5. Madrid: Tea.
Glaser, D. (2002). Attachment and Child Protection. Child Abuse Review, 10,
371-375. doi: 10.1002/car.726.
González, Fco. i Gimeno, A. (2012). Perl de salud y escolar en menores con
medidas de protección y de programas sociales. Escritos de Psicología, 5,
17-24. <http://dx.doi.org.10.5231/psy.writ.2012.0801>.
Goodman, R. (2001). Psychometric Properties of the Strengths and Difculti-
es Questionnaire. Journal of the American Academy of Child and Adoles-
cent Psychiatry, 40, 1337-1345. <http://dx.doi.org. HYPERLINK «http://
dx.doi.org.10.1097/00004583-200111000-00015»10.1097/00004583-
200111000-00015>.
Goodman, A. i Goodman, R. (2012).Strengths and Difculties Questionnaire
scores and mental health in looked after children. The British Journal of
Psychiatry, 200, 426-427. doi: 10.1192/bjp.bp.111.104380.
Inglés, C.; Martínez-Monteagudo, M.; Delgado, B.; Torregrosa, M.; Redondo,
J.; Benavides, G.; García-Fernández, J. Mª. i García-López, L. (2008). Pre-
valencia de la conducta agresiva, conducta prosocial y ansiedad social en
una muestra de adolescentes españoles: un estudio comparativo. Infancia
y Aprendizaje: Journal for the Study of Education and Development, 31,
449-461. <http://dx.doi.10.1174/021037008786140968>.
Jaffee, S.; Caspi, A.; Moftt, T.; Polo-Tomás, M. i Taylor, A. (2007). Individual,
family, and neighborhood factors distinguish resilient from non-resilient
29Anuari de Psicologia (2015)
maltreated children: Acumulative stressors model. Child Abuse & Neglect,
31, 231-253. doi: 10.1016/j.chiabu.2006.03.011.
Jorgensen, I. E. i Seedat, S. (2008). Factor structure of the Connor-Davidson
resilience scale in South African adolescents. International Journal of
Adolescent Medicine and Health, 20, 23-32. <http://dx.doi.org/10.1515/
IJAMH.2008.20.1.23>.
Kovacs, F. M.; Gil de la Real, M. T.; Gestoso, M.; López, J.; Mufraggi, N. i
Palou, P.(2008). Relación entre hábitos de vida y calicaciones escolares
en adolescentes. Apunts Medicina de l’Esport, 43, 181-188. doi: 10.1016/
S1886-6581(08)70097-5.
Luke, N. i Coyne, S. M. (2008). Fostering self-esteem: exploring adult recollec-
tions on the inuence of foster parents. Child & Family Social Work, 13,
402-410. doi: 10.1111/j.1365-2206.2008.00565.x.
Malo, S.; Bataller, S.; Casas, F.; Gras, M. E. i González, M. (2011). Análisis
psicométrico de la escala multidimensional de autoconcepto AF5 en una
muestra de adolescentes y adultos de Cataluña. Psicothema, 23, 871-878.
Melendro, M.; González, A. L. i Rodríguez, A. E. (2013). Estrategias eca-
ces de intervención socioeducativa con adolescentes en riesgo social.
Pedagogía Social. Revista Interuniversitaria, 22, 105-121. doi: 10.7179/
PSRI_2013.22.02.
Moreno, J. M.; García-Baamonde, M. E. i Blázquez, M. (2010). Desarrollo lin-
güístico y adaptación escolar en niños en acogimiento residencial. Anales
de Psicología, 26, 189-196.
Nygren, B.; Aléx, L.; Jonsén, E.; Gustafson, Y.; Norberg, A. i Lundman, B.
(2011). Resilience, sense of coherence, purpose in life and self-transcen-
dence in relation to perceived physical and mental health among the oldest
old. Aging & Mental Health, 9, 354-362. doi: 10.1080/1360500114415.
Repetti, R.; Taylor, S. i Seeman, T. (2002). Risky families: Family social envi-
ronments and the mental and physical health of offspring. Psychological
Bulletin, 128, 330-336. <http://dx.doi.10.1037//0033-2909.128.2.330>.
Richardson, G. (2002). The metatheory of resilience and resiliency. Journal of
Clinical Psychology, 58, 307-321. <http://dx.doi.10.1002/jclp.10020>.
Ryff, C. (1989a). Beyond Ponce de Leon and life satisfaction: New directions
in quest of successful aging. International Journal of Behavioral Develop-
ment, 12, 35-55. doi: 10.1177/016502548901200102.
Ryff, C. (1989b). Happiness is everything, or is it? Explorations on the meaning
of psychological well-being. Journal of Personality and Social Psychology,
57, 1069-1081. <http://psycnet.apa.org/doi/10.1037/0022-3514.57.6.1069>.
Ryff, C. i Keyes, C. (1995). The Structure of Psychological Well-being Revi-
sited. Journal of Personality and Social Psychology, 69, 719-727. <http://
psycnet.apa.org/doi/10.1037/0022-3514.69.4.719>.
30 F. González-Sala / A. S. Cortés Fernández
Sabater, P.; Gil, Mª. D.; Molero, R. i Ballester, R. (2012). Perl sociodemográ-
co y psicopatológico de los menores acogidos en Valencia. International
Journal of Developmental and Educational Psychology, 1, 247-256.
Tabachnick, B. G. i Fidell, L. S. (2007). Using Multivariate Statistics (5a ed.).
Boston: Allyn and Bacon.
Torres, B.; Rivero, A. M.; Balluerka, N.; Herce, A. M. i Achúcarro, C. (2006).
Autoconcepto de los menores en acogimiento familiar: diferencias en fun-
ción del tipo de acogimiento, historia de crianza y problemática de la fami-
lia de biológica. Infancia y Aprendizaje: Journal for the Study of Education
and Development, 29, 147-166. doi: 10.1174/021037006776789971.
Whyte, S. i Campbell, A. (2008). The Strengths and Difculties Question-
naire: A Useful Screening Tool to Identify Mental Health Strengths and
Needs in Looked After Children and Inform Care Plans at Looked After
Children Reviews? Child Care in Practice, 14, 193-206. doi: 10.1080/
13575270701868868.
Wigley, V.; Preston-Shoot, M.; McMurray, I. i Connolly, H. (2012). Re-
searching young people’s outcomes in children’s services: Findings
from a longitudinal study. Journal of Social Work, 12, 573-594. doi:
10.1177/1468017310394036.