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III Congreso Nacional de Psicología - Oviedo 2017
Universidad de Oviedo

 

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Psicothema

ISSN Paper Edition: 0214-9915  

2006. Vol. 18, nº 1 , p. 18-24
Copyright © 2014


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RELACIONES ENTRE EL AUTOCONCEPTO Y EL ESTILO DE VIDA SALUDABLE EN LA ADOLESCENCIA MEDIA: UN MODELO EXPLORATORIO

 

Yolanda Pastor, Isabel Balaguer y Marisa García-Merita

Universidad Miguel Hernández (Elche) y Universitat de València

Se diseña un modelo que explora las relaciones entre las dimensiones del autoconcepto y algunas conductas beneficiosas (consumo de alimentos sanos y práctica de deporte) y de riesgo para la salud (consumo de tabaco, alcohol y cannabis, y de alimentos insanos) en ambos sexos. Contamos con una muestra representativa de 1.038 adolescentes de la Comunidad Valenciana de entre 15 y 18 años (528 chicas y 510 chicos, M edad= 16.3; DT= .92). Se empleó el «path análisis» con el método de máxima verosimilitud del programa Lisrel VIII. Los resultados muestran un buen ajuste del modelo a los datos tanto para los chicos (χ2/gl= 2.57; RMSR= .04; RMSEA= 0.5; GFI= .98; NNFI= .91; CFI= .97; CN= 350.10) como para las chicas (χ2/gl= 3.28; RMSR= .04; RMSEA= 0.6; GFI= .98; NNFI= .87; CFI= .95; CN= 284.42). En ambos sexos, la adecuación conductual, la aceptación social y la amistad íntima son los mejores predictores de las conductas de riesgo para la salud. La competencia deportiva ejerce una influencia indirecta sobre las conductas de salud, actuando la participación deportiva como variable mediadora en esta relación.

The relationship between self-concept and a healthy lifestyle in adolescence: an exploratory model. A gender-based model has been designed to study the relationships that exist among self-concept dimensions and some health-promoting behaviours (consumption of healthy food and participation in sports) and health-risk behaviours (consumption of tobacco, alcohol, cannabis and unhealthy food). The model was employed on a representative sample of 1,038 adolescents from the Valencian Community, aged between 15 and 18 years old (528 girls and 510 boys, M age= 16.3; SD= .92). Path analysis with the Lisrel VIII program maximum likelihood method was used. The results show the model’s good fit to the data with regard to both the boys (χ2/gl= 2.57; RMSR= .04; RMSEA= 0.5; GFI= .98; NNFI= .91; CFI= .97; CN= 350.10) and the girls (χ2/gl= 3.28; RMSR= .04; RMSEA= 0.6; GFI= .98; NNFI= .87; CFI= .95; CN= 284.42). For the two sexes, behavioural conduct, social acceptance and close friendship emerged as good predictors of health-risk behaviours. Athletic competence had an indirect influence on health behaviours, with participation in sports being a mediating variable in that relationship.

 
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Fecha recepción: 18-11-04 • Fecha aceptación: 7-6-05
Correspondencia: Yolanda Pastor
Facultad de Psicología
Universidad Miguel Hernández
03202 Elche (Spain)
E-mail: ypastor@umh.es

 

Desde hace décadas los investigadores han intentado encontrar la relación existente entre la autoestima —sentimiento general de valía como persona (Harter, 1999)— y el estilo de vida saludable en la adolescencia. La hipótesis subyacente a dicha relación defiende que los jóvenes con baja autoestima realizan comportamientos de riesgo para su salud, mientras que aquellos con alta autoestima llevan a cabo conductas saludables. Diferentes aportaciones teóricas pretenden encontrar las razones explicativas de esta relación. Regis (1988) argumentó que los jóvenes con baja autoestima son más vulnerables a la presión de los pares para realizar comportamientos de riesgo. Tedeschi y Norman (1983) encontraron que los jóvenes con baja autoestima utilizaban las conductas insanas para parecer más atractivos ante los iguales. Kaplan (1982) defendió que la percepción de baja autoestima aumentaba la motivación de los jóvenes para desviarse de la norma para conseguir refuerzos que mejorasen su autoestima.

Respecto a los jóvenes con alta autoestima, se defiende que disponen de un control cognitivo que les mantiene interesados en conservar su valoración positiva frente a los demás y no se arriesgan a perderla con comportamientos antinormativos (Jessor y Jessor, 1977). Además, mantienen una actitud responsable hacia ellos mismos realizando conductas saludables (Orem, 1985).

A pesar de tan variadas explicaciones teóricas y de muchos trabajos al respecto, los resultados empíricos no han apoyado la hipótesis de partida sobre la relación entre autoestima y conductas de salud, siendo éstos confusos y poco concluyentes (para una revisión sobre la relación entre autoestima y estilos de vida saludables véase Schroeder, Laflin y Weis, 1993; y Baumeister, Campebell, Krueger y Vohs, 2003). Dolcini y Adler (1994) apuntan que quizá la autoestima no sea un predictor válido en el estudio de las conductas de salud y habría que buscar mediciones más específicas. Proponen las dimensiones del autoconcepto, esto es, los juicios evaluativos que los jóvenes llevan a cabo sobre sus atributos en dominios discretos, tales como la competencia cognitiva y la aceptación social (Harter, 1999). En línea con Harter (1999), defienden que las percepciones en las diferentes dimensiones del autoconcepto ayudan a entender el comportamiento de los sujetos. Así, si un joven se percibe con alta competencia deportiva ello estará relacionado con una alta participación deportiva.

Las explicaciones teóricas sobre la relación entre las dimensiones del autoconcepto y las conductas de salud en la adolescencia presentan a la base uno de los motivos básicos que guían al «sí mismo»: el motivo de automejora. Se considera que el motivo de automejora conduce al sujeto a elegir aquellos comportamientos que le permiten obtener mejores autovaloraciones, independientemente de que estos comportamientos sean saludables o insanos, normativos o antinormativos (Dolcini y Adler, 1994). Una forma de conseguir esta automejora es realizar comportamientos en los que se posea mayor competencia o habilidad y así obtener la aprobación de las personas importantes para uno mismo. Algunos autores consideran que la competencia del sí mismo en diferentes dimensiones facilita y promueve la pertenencia de los adolescentes a determinados grupos de iguales en los que esas competencias son valoradas. Además, asociado a ello existe un determinado estilo de vida (Dolcini y Adler, 1994; Glendinning e Inglis, 1999).

Guiados por estas aportaciones teóricas, algunos investigadores han estudiado las relaciones entre las autopercepciones en las dimensiones del autoconcepto y algunas conductas relacionadas con la salud. Dichos estudios indican que existen algunas dimensiones del autoconcepto que actúan como correlatos del consumo de sustancias peligrosas para la salud. Se trata de la aceptación social entre los pares, la competencia académica, la competencia deportiva y las autopercepciones sobre la adecuación de la conducta. De tal forma que aquellos adolescentes que se sienten aceptados por los pares, se sienten populares, tienen muchos amigos y se ganan fácilmente su afecto, manifiestan mayor tendencia a consumir tabaco, alcohol y cannabis (Balaguer, 1998; Dolcini y Adler, 1994; McInman y Grove, 1991). Las mismas tendencias insanas ocurren con los jóvenes que se perciben con menor competencia escolar (Kuther, 2000; Lifrak, McKay, Rostain, Alterman y O’Brien, 1997; McInman y Grove, 1991), piensan que su comportamiento no es adecuado y creen que no hacen lo que se espera de ellos (Balaguer, 1998; Kuther, 2000; Lifrak et al, 1997; McInman y Grove, 1991). Por otra parte, aquellos jóvenes que se perciben competentes en los deportes practican deporte con mayor frecuencia (Atienza, Balaguer, García-Merita y Moreno, 1999). En cuanto a los hábitos alimentarios, existen pocos trabajos que los relacionen con las dimensiones del autoconcepto, aunque parece ser que la insatisfacción con la apariencia física se relaciona con un mayor control y restricción en la dieta (Toro, 1996). Sabemos que se han detectado diferencias por sexo en los adolescentes, tanto en las dimensiones del autoconcepto (Amezca y Pichardo, 2000; Pastor, Balaguer y García-Merita, 2003), como en las conductas de salud (Balaguer, 2002; Pastor, Balaguer y García-Merita, 2000). Sin embargo, existen pocos trabajos en los que se estudien las relaciones entre autoconcepto y conductas de salud por sexos. Por ello, el objetivo de este trabajo consiste en analizar las relaciones entre el autoconcepto y las conductas de salud en la adolescencia media, por sexos. Proponemos un modelo en el que se exploran, en ambos sexos, las relaciones entre las dimensiones del autoconcepto, incluidas en el modelo multidimensional de Harter (1988) sobre adolescentes (adecuación de la conducta, aceptación social, amistad íntima, competencia académica, apariencia física y competencia deportiva) —actuando como variables exógenas— con algunas conductas de salud (consumo de tabaco, alcohol y cannabis, consumo de alimentos sanos y consumo de alimentos insanos) —actuando como variables endógenas—. Además, se explora el papel de la participación deportiva como variable mediadora entre la competencia deportiva y las variables de salud indicadas. Las relaciones hipotetizadas se muestran en la figura 1.

Método

Participantes

La muestra es representativa de los estudiantes escolarizados de la Comunidad Valenciana entre 15 y 18 años. Está compuesta por 1.038 estudiantes de enseñanza secundaria, con una media de edad de 16,31 años (DT= .92, Rango= 15-18). El 49,1% son chicos (N= 510; M edad= 16.36; DT= .93) y el 50,9% chicas (N= 528; M edad= 16.25; DT= .92).

La selección de la muestra se ha llevado a cabo utilizando un criterio aleatorio estratificado proporcional. Las variables de estratificación fueron: el tamaño poblacional de cada provincia, el tamaño de hábitat de las poblaciones, las comarcas que componen cada provincia y el nivel socioeconómico de los distintos distritos de cada población. Teniendo en cuenta estas variables de estratificación se procedió a una clasificación de todas las poblaciones de la comunidad. Dentro de cada estrato, se seleccionaron aleatoriamente los municipios utilizando tablas de números aleatorios y se asignaron de forma proporcional el número de entrevistas en función del tamaño de hábitat. A continuación, dentro de cada municipio seleccionado y con el fin de garantizar una mínima representación, se emplearon nuevas variables de estratificación: la tipología del centro (público, privado o concertado), los distintos grupos de cada curso y el sexo de los entrevistados. Fueron seleccionados 42 colegios diferentes de las distintas poblaciones de las provincias de Valencia, Alicante y Castellón. Nuevamente se utilizaron las tablas de números aleatorios para la selección de los alumnos de cada centro. El error muestral adopta un valor de +/- 2,9% con un nivel de confianza del 95,5% para la muestra global (Balaguer, 2000).

Variables e instrumentos

Utilizamos tres tipos de variables: sociodemográficas (sexo de los adolescentes), conductas de salud (consumo de tabaco, de alcohol y de cannabis; participación deportiva y consumo de alimentos sanos e insanos) y dimensiones del autoconcepto (aceptación social, amistad íntima, adecuación conductual, competencia académica, competencia deportiva y apariencia física).

Los ítems que evalúan el estilo de vida proceden de la adaptación al español del Inventario de conductas de salud en escolares (The Health Behaviour in Schoolchildren, 1985/86: A WHO cross-national survey; HBSC; Wold, 1995, Balaguer, 2000, 2002). A partir de los ítems del HBSC elaboramos una serie de índices para valorar cada una de las variables de estilo de vida, cuya escala de respuesta oscila de 1 a 6 (para la descripción de los índices véase Balaguer, 2002).

Para evaluar el autoconcepto empleamos una adaptación española del Perfil de autopercepciones para adolescentes de Harter (Harter, 1988; Pastor, Balaguer, Atienza y García-Merita, 2001; Atienza, Balaguer y Moreno, 2003). Este instrumento consta de 28 ítems repartidos en 6 subescalas que valoran la percepción de los jóvenes sobre su competencia en los dominios del autoconcepto que son relevantes en la adolescencia: 1) Adecuación de la conducta, 2) Aceptación social, 3) Amistad íntima, 4) Competencia académica, 5) Apariencia física, y 6) Competencia deportiva. La validez factorial del instrumento fue confirmada con una muestra de adolescentes valencianos y los coeficientes de fiabilidad de Cronbach de las diferentes escalas adoptaron valores comprendidos entre 0,60 y 0,90 (Pastor et al, 2001).

Procedimiento

Los adolescentes autocumplimentaron un cuestionario anónimo en pequeños grupos de no más de cinco jóvenes. Durante la administración estuvo presente al menos un investigador. Se ha respetado escrupulosamente el anonimato de los alumnos, así como el de los centros docentes en los que se llevó a cabo la recogida de los datos.

Análisis de los datos

El modelo, que se presenta en la figura 1 y cuyas características se han incluido al final de la introducción, fue puesto a prueba con la técnica de «path análisis» en ambos sexos. Se empleó el método de máxima verosimilitud del programa LISREL VIII (Jöreskog y Sörbom, 1992), método que funciona razonablemente incluso bajo condiciones analíticas poco óptimas, como, por ejemplo, una muestra pequeña o una excesiva curtosis (Huba y Harlow, 1987). Como input para el análisis de los datos se utilizaron las matrices de covarianzas de las variables.

La bondad de ajuste del modelo se examinó siguiendo los siguientes criterios: 1) entre los índices de ajuste absoluto: chi cuadrado dividido por los grados de libertad (χ2/gl), índice de bondad de ajuste (GFI), muestra crítica (CN), raíz del promedio de los residuales estandarizados (RMSR) y raíz media del error cuadrado de aproximación (RMSEA); y 2) entre los índices de ajuste relativo: ajuste no normativo (NNFI) y comparativo de ajuste (CFI). Asimismo, se valora la significación de los parámetros (>1.96) y se proporciona la estimación estandarizada de los mismos.

Resultados

En la tabla 1 aparecen, reflejados por sexo, los índices de bondad de ajuste del modelo. En ambos casos encontramos que el estadístico χ2 es significativo, pero el cociente χ2/gl es inferior a 3 para los chicos e inferior a 4 para las chicas, indicando que el modelo presenta un ajuste aceptable. El valor de los residuales estandarizados se halla por debajo de .05 (RMSR), lo que indica que la discrepancia entre la matriz de varianzas y covarianzas observada y la reproducida por el modelo es baja. Los otros índices de ajuste absoluto considerados también ofrecen apoyo al modelo: el RMSEA ofrece valores por debajo de .10, el GFI presenta valores por encima de .90 y la muestra crítica (CN) es superior a 200, indicando que el modelo constituye una adecuada representación de los datos. En la misma dirección apuntan los índices de ajuste relativo, que presentan valores muy próximos o superiores a .90 (NNFI, CFI). A juzgar por los índices de ajuste considerados en su totalidad, el modelo presenta un buen ajuste a los datos tanto para los chicos como para las chicas, apoyando la plausibilidad de este modelo en la adolescencia media.

En la figura 2 aparecen los parámetros estructurales estandarizados que han mostrado ser significativos en el caso de los chicos. Los resultados indican que, aquellos que perciben que su comportamiento se ajusta a lo adecuado, consumen menos tabaco, alcohol, cannabis y alimentos insanos. Mientras que a mayor percepción de popularidad entre los compañeros, mayor consumo de tabaco y cannabis. A mayor percepción de habilidad para hacer amigos íntimos, mayor consumo de tabaco y alcohol. Curiosamente, la competencia académica sólo está relacionada con el consumo de alimentos, de modo que a mayor percepción de habilidad en las tareas escolares, mayor es el consumo de alimentos sanos. Un dato interesante es que la competencia deportiva influye, a través de la práctica deportiva, sobre el consumo de tabaco y alcohol y sobre la alimentación sana, presentando efectos indirectos negativos y significativos sobre el consumo de tabaco (EI= -0.04; p<.05) y de alcohol (EI= -0.06; p<.01), y efectos indirectos positivos y significativos sobre la alimentación sana (EI= 0.04; p<.05).

Las relaciones hipotetizadas, en el caso de los chicos, explican el 17% del consumo de tabaco, el 13% del consumo de alcohol, el 18% del consumo de cannabis, el 4 y el 3% del consumo de alimentos sanos e insanos, respectivamente, y el 23% de la práctica de deporte.

En la figura 3 se presentan los parámetros estructurales estandarizados que han mostrado ser significativos en el grupo de las chicas. Los resultados indican que cuanto mayor es la percepción del comportamiento como adecuado, menor es el consumo de tabaco, de alcohol, de cannabis y de alimentos insanos. A mayor percepción de ser aceptadas socialmente, mayor es el consumo de tabaco y de alcohol, y a mayor percepción de habilidad para hacer amistades íntimas, mayor es el consumo de cannabis. Sorprendentemente, a mayor percepción de competencia académica, mayor es el consumo de tabaco, de alcohol y de cannabis y menor es el consumo de alimentos insanos. A mayor satisfacción con la apariencia física mayor es el consumo de alimentos insanos. La competencia deportiva posee efectos indirectos negativos y significativos sobre el consumo de tabaco (EI= -0.08; p<.01), de alcohol (EI= -0.07; p<.01) y de cannabis (EI= -0.04; p<.05), y efectos indirectos positivos y significativos sobre la alimentación sana (EI= 0.10; p<.01).

Como en el grupo de las chicas los signos de algunos parámetros iban en sentido contrario a lo esperado a nivel teórico, los comparamos con las correlaciones entre las variables implicadas. Estos parámetros eran el coeficiente de regresión entre la competencia académica y el consumo de tabaco, de alcohol y de cannabis (+). Los parámetros estimados para estas relaciones son iguales a .14, .09 y .14, respectivamente, y las correlaciones son iguales a .03, .01 y .06, respectivamente, valor bastante inferior a la estimación de los parámetros, indicando la existencia de un efecto de supresión (1). Así pues, estos parámetros carecen de fiabilidad. Posiblemente, la relación de la competencia académica con otras variables independientes aumenta la predicción de tales variables dependientes.

Con este modelo, en el grupo de las chicas conseguimos explicar el 24% del consumo de tabaco, el 19% del de cannabis, el 21% del de alcohol, el 5 y el 8% del consumo de alimentos sanos e insanos, respectivamente, y el 23% de la práctica de deporte.

Discusión

Nuestros resultados muestran que el modelo exploratorio (figura 1), sobre las relaciones entre las dimensiones del autoconcepto y algunas conductas de salud, posee un buen ajuste a los datos, tanto para el grupo de chicos como para el de chicas. Esto indica que es un modelo plausible para recoger las interrelaciones del autoconcepto y el estilo de vida de los jóvenes. No obstante, no todas las relaciones hipotetizadas fueron estadísticamente significativas.

Nuestros datos indican que la adecuación de la conducta es la dimensión del autoconcepto que mejor predice en sentido negativo el consumo de tabaco, de alcohol, de cannabis y de alimentos insanos, tanto para los chicos como para las chicas, durante la adolescencia media. Este resultado es concordante con estudios previos (Balaguer, 1998; Dolcini y Adler, 1994) y está en línea con la Teoría de la conducta problema (Jessor y Jessor, 1977). Esta teoría defiende que la relación entre las conductas de riesgo se debe a la existencia de una propensión general a la desviación, a la no convencionalidad. Así, los adolescentes que perciben que su conducta se rige en menor medida por las normas impuestas, tienden a elegir comportamientos menos saludables.

Los dominios sociales del autoconcepto son los que mejor predicen de forma positiva el consumo de sustancias. Encontramos que los chicos que se sienten más aceptados por los pares (aceptación social) consumen tabaco y cannabis con mayor frecuencia. Mientras que las chicas que se perciben con alta aceptación social consumen tabaco y alcohol con mayor frecuencia, pero no cannabis. Los chicos que se perciben con mayores habilidades para hacer amigos íntimos consumen tabaco y alcohol con mayor frecuencia, mientras que las chicas con altas puntuaciones en amistad íntima consumen cannabis en mayor medida, pero no tabaco y alcohol. Estos hallazgos van en consonancia con los encontrados en la literatura (Balaguer, 1998; Dolcini y Adler, 1994; McInman y Grove, 1991). Una posible explicación de estos resultados es que el consumo de sustancias de riesgo para la salud puede ser una práctica aceptada, incluso normativa, en aquellos grupos de adolescentes que llegan a recibir por ello la aprobación y la amistad de sus compañeros. El peso diferente que las dimensiones sociales del autoconcepto tienen para los chicos y las chicas en el consumo de sustancias podría deberse a que estas conductas son valoradas de un modo diferente entre los pares, en función del sexo. No obstante, esta explicación es tan sólo una hipótesis que necesita de estudios adicionales.

Por su parte, la competencia académica muestra, en el grupo de los chicos, relaciones débiles con las conductas estudiadas y sólo se relaciona significativamente con los hábitos alimentarios. Así, encontramos que a mayor percepción de habilidad en el contexto escolar, mayor es el consumo de alimentos beneficiosos para la salud. Sin embargo, las chicas que se perciben con mayores habilidades en el contexto escolar consumen menos alimentos insanos pero no más alimentos sanos. Estos datos podrían indicar que los jóvenes con mayor competencia escolar están más preocupados y conocen mejor los beneficios de una alimentación saludable, aunque esa preocupación parece que adopta formas distintas en chicos y chicas.

Asimismo, la competencia académica, en el caso de los chicos, no muestra relaciones significativas con el consumo de sustancias. En el caso de las chicas, presenta relaciones poco fiables debido al efecto supresor antes citado. Esta divergencia con la literatura analizada puede deberse a que los estudios que han mostrado relaciones negativas significativas entre competencia académica y consumo de sustancias han sido realizados con adolescentes más jóvenes (entre 11 y 15 años) (Emery et al, 1993; MacCaleb, 1995; McInman y Grove, 1991; Young et al, 1989). Podría ocurrir que en los primeros años de la adolescencia aquellos jóvenes que no obtienen éxito en sus logros escolares inicien el consumo de sustancias, pero una vez adquirido el hábito, el mantenimiento de estas conductas dependa de otros factores.

Respecto a la apariencia física, encontramos resultados diferentes según el sexo. En el caso de los chicos, esta dimensión del autoconcepto no muestra relaciones significativas con las conductas de salud estudiadas, mientras que en el caso de las chicas se observa que aquellas que se perciben con mejor apariencia consumen alimentos insanos con mayor frecuencia. Este resultado puede deberse a que las chicas satisfechas con su apariencia ejercen un menor control de la dieta y están menos preocupadas por su peso. Cabe señalar que la apariencia física no nos ha permitido encontrar relaciones claras. Tampoco hemos encontrado información al respecto en la revisión de la literatura, con lo que consideramos que en el futuro debería explorarse esta dimensión en estudios cualitativos.

En lo que se refiere a la competencia deportiva, nuestros datos muestran que influye indirectamente, a través de la práctica de deporte, en el consumo de sustancias y en la alimentación sana, mostrando relaciones distintas según el sexo. Así, en ambos sexos, cuanto mayor es la percepción de competencia deportiva, mayor es la práctica de deporte, y a mayor práctica de deporte, menor es el consumo de tabaco y de alcohol y mayor el consumo de alimentos sanos. En el caso de las chicas también se asocia a un menor consumo de cannabis, si bien esta relación es de baja magnitud.

La relación que la competencia deportiva posee con la práctica de deporte es avalada por aportaciones teóricas como la Teoría de la motivación hacia la competencia (Harter, 1978) o el motivo de automejora (Brown, 1993). Estas aportaciones afirman que las personas se sienten motivadas por aquellas actividades hacia las que experimentan mayores percepciones de competencia. Por este motivo, los jóvenes que se autoperciben competentes en los deportes tienden a practicar deporte con mayor frecuencia. Por otro lado, existen trabajos que muestran que aquellos adolescentes que practican deporte tienen estilos de vida más saludables (Castillo y Balaguer, 2002).

A pesar de que en chicos y chicas no siempre se da la misma correspondencia entre una dimensión específica del autoconcepto y una determinada conducta de salud, cabe señalar que son más las similitudes que las diferencias. Las divergencias encontradas pueden atribuirse al proceso de socialización, ya que éste imprime valores y actitudes dispares para chicos y chicas, influyendo, a su vez, en el mayor o menor peso que las dimensiones del autoconcepto tienen en las conductas. Por este motivo, consideramos que el sexo, como estereotipo de género, actúa durante la adolescencia como variable moderadora de la importancia o valor diferencial que se le concede a determinada dimensión del autoconcepto y a determinadas conductas.

En definitiva, valoramos positivamente el modelo exploratorio propuesto acerca de las relaciones del autoconcepto con las conductas de salud (a saber, el consumo de tabaco, alcohol y cannabis, y el de alimentos sanos e insanos) por considerarlo útil para conocer algunos de los mecanismos que operan en la adquisición de los estilos de vida en la adolescencia media. No obstante, presenta algunas limitaciones, ya que no todas las relaciones del modelo fueron significativas, lo que indica que no se cumplen algunas de las hipótesis planteadas. Además, el porcentaje de varianza explicado es moderado o bajo para las distintas conductas de salud. También aparece una relación positiva y significativa entre las conductas de consumo de tabaco, alcohol y cannabis. Aspectos que prueban, como cabía esperar, que existen otros determinantes de los estilos de vida saludables en la adolescencia.

Pensamos que en futuros trabajos deberían eliminarse del modelo aquellas variables que no presentan relaciones clarificadoras y, además, explorarse las relaciones con otras variables psicosociales, tales como ciertos factores familiares, culturales, clima escolar y familiar, relaciones con el profesorado, etc. (Martínez, Fuertes, Ramos y Hernández, 2003; Musitu y García, 2004; Rodrigo, Máiquez, García, Mendoza, Rubio, Martínez y Martín, 2004).

Notas

1 Tabachnick y Fidell (1983) consideran que existe supresión cuando una variable independiente, relativamente poco relacionada con la variable dependiente, aumenta la predicción múltiple de la variable dependiente por su relación con otras variables independientes.

Agradecimientos

Este estudio ha sido posible gracias a un proyecto subvencionado por la Dirección General de Enseñanzas Universitarias de la Generalitat Valenciana (AE49-99).


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    Figura 1. Parámetros estimados del modelo acerca de la influencia del autoconcepto en el estilo de vida de los adolescentes.
                            
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    Tabla 1. Índices de bondad de ajuste del modelo por sexo.
                            
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    Figura 2. Parámetros estructurales del modelo para los chicos.
                            
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    Figura 3. Parámetros estructurales del modelo para las chicas.