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Psykhe (Santiago)

versión On-line ISSN 0718-2228

Psykhe vol.25 no.1 Santiago mayo 2016

http://dx.doi.org/10.7764/psykhe.25.1.710 

PSYKHE 2016, 25(1), 1-14 doi:10.7764/psykhe.25.1.710

ARTICULOS REGULARES

REGULAR ARTICLES

 

Distrés en Hijas Adultas que Brindan Apoyo a sus Padres Mayores

 

Distress of Adult Daughters who Give Support to Their Older Parents

 

María Beatriz Fernández*, María Soledad Herrera*

* Pontificia Universidad Católica de Chile


El estudio buscó aportar evidencia empírica sobre las consecuencias de las relaciones intergeneracionales de apoyo hacia los padres mayores sobre el bienestar —operacionalizado como distrés— de hijas de 45 años y más y determinar los factores moderadores que pueden disminuir la eventual asociación directa entre entrega de apoyo y distrés. Utilizando los datos de la encuesta “Cohesión familiar, solidaridad intergeneracional y conflicto: impacto en el bienestar del adulto mayor” de 2009, representativa de personas de 45 y más años de Santiago, Chile, se calcularon modelos de regresión lineal jerárquica con la corrección de clustered robust standard errors a una sub-muestra de 102 mujeres con al menos un padre/madre vivo/a. No se encontró asociación entre distrés y brindar o no apoyo regular al padre o madre; se encontró, más bien, una asociación entre percepción de apoyo y bienestar. Se confirmó que las condiciones de vida constituyen los principales predictores de bienestar. Si bien dar apoyo a los padres mayores no implica mayor distrés, el tener menos hermanos —especialmente no tenerlos— se asocia con mayores niveles de malestar emocional.

Palabras clave: apoyo social, solidaridad intergeneracional, distrés, reciprocidad, cuidadoras


The study sought to find empirical evidence of the effect of intergenerational support relationships with older parents on the well-being—operationalized as distress—of daughters aged 45 and older and to determine the moderating factors that can limit the potentially direct association between providing support and distress. Using data from "Family cohesion, intergenerational solidarity and conflict: Impact on the well-being of the older adult", a survey conducted in 2009, which represents people aged 45 and older in Santiago, Chile, hierarchical linear regression models were calculated with clustered robust standard errors, using a sub-sample of 102 women with at least one living parent. No association was found between distress and providing regular care to one's father or mother; instead, an association was observed between perceived support and well-being. Even though providing support to older parents does not involve additional distress, having fewer siblings—especially having none—is associated with higher levels of emotional distress.

Keywords: social support, intergenerational solidarity, distress, reciprocity, caregivers


 

Chile es un país que está envejeciendo a ritmo acelerado. Durante los últimos 20 años la población de 60 y más años del país se ha duplicado, llegando a alcanzar un 15%. En América Latina es el tercer país más envejecido, después de Argentina y Uruguay (Comisión Económica Para América Latina y el Caribe, 2011). En 2011 la esperanza de vida al nacer en Chile era de 79,3 años, solo dos años menos que el promedio de los países de la Organización Para la Cooperación y el Desarrollo Económico (2001). Lo anterior ha generado una creciente preocupación, debido a que la vejez plantea una serie de nuevos desafíos, como satisfacer de manera adecuada el paulatino deterioro de salud de los individuos envejecidos, debido a la frecuente aparición de una serie de síndromes invalidantes y enfermedades que acrecientan la dependencia de este grupo poblacional y sus necesidades de atención especializada, especialmente entre los de más edad.

Se prevé que la población mayor, o al menos una porción importante de esta, presentará una creciente incapacidad funcional que la llevará a depender de otros para realizar las actividades cotidianas (Bazo & Domínguez-Alcón, 1996; Pérez & Yanguas, 1998). Ello se explica porque el aumento de la esperanza de vida no significa necesariamente una mejoría en las condiciones de salud. Al contrario, uno de los problemas más importantes en la etapa de la vejez es el deterioro paulatino de las capacidades funcionales, emocionales y cognoscitivas. Estos cambios, junto con las enfermedades crónico-degenerativas, limitan la realización de las actividades habituales y necesarias para la vida de las personas (Dorantes-Mendoza, Ávila-Funes,

Mejía-Arango & Gutiérrez-Robledo, 2007). El aumento de la dependencia supone la imposibilidad de llevar a cabo por sí solas las actividades personales imprescindibles de la vida cotidiana, lo cual implica requerir ayuda constante de otra persona que les preste asistencia (Barros, 2001; Moragas, 2004).

En este contexto, el apoyo brindado por las hijas adultas se vuelve crucial. Se ha demostrado ampliamente que estas son quienes brindan la mayor cantidad de apoyos y cuidados en momentos de necesidad a las personas mayores, a pesar de que en la actualidad hay más hombres que participan en el cuidado de familiares (Herrera & Kornfeld, 2008; Stuifbergen, Van Delden & Dykstra, 2008). En el caso de Chile, la Encuesta Nacional de Dependencia muestra que un 84% de los cuidadores informales son mujeres y un 44% corresponden a hijas/os (Servicio Nacional del Adulto Mayor [SENAMA], 2010).

Impacto de las Relaciones de Apoyo Sobre el Bienestar de las Hijas Adultas

Si bien históricamente las hijas han cumplido el rol familiar de dar apoyo a los padres mayores en momentos de necesidad, no se puede desconocer el hecho de que cada vez se vuelve más problemático para estas cumplir con esta tarea, debido a que el aumento de la expectativa de vida incrementa el número de años que una persona mayor puede vivir con una enfermedad crónica o con alguna disfuncionalidad y con una menor posibilidad de reciprocar. A la vez, el descenso en las tasas de fecundidad hace que exista un menor número de hijos que puedan compartir el cuidado requerido (Pyke & Bengtson, 1996).

La vejez de los padres representa una responsabilidad adicional para las hijas, pudiendo reducir el tiempo libre de que se dispone o complejizando el cumplimiento de otras obligaciones familiares y laborales (Kosberg & Cairl, 1986; Pinquart & Sörensen, 2003). Ello puede producir sentimientos de ansiedad, fatiga, hostilidad, angustia y depresión, debido a la sobrecarga a la que se ve sometida la persona que brinda apoyo a la persona mayor. Ello ha sido demostrado en diversos estudios realizados en países tales como Estados Unidos (Sherwood, Given, Given & von Eye, 2005), Holanda (Pot, Van Dyck & Deeg, 1997) y Japón (Arai & Washio, 1999), por mencionar algunos.

Por lo tanto, dar apoyo de manera intensa tendría implicancias sobre el bienestar psicosocial de la persona proveedora (Bazo, 1998; Borg & Hallberg, 2006; Rodríguez, 1994). Sin embargo, algunos autores plantean que la relación que se establece entre dar apoyo y bienestar es más compleja y las consecuencias no siempre suelen ser negativas. No hay que olvidar que los vínculos entre los hijos y sus padres mayores no son simples y que las transferencias a lo largo del tiempo son contingentes y van en ambas direcciones (Couch, Daly & Wolf, 1999; Silverstein, Conroy, Wang, Giarrusso & Bengtson, 2002). Específicamente, se señala que cuando el intercambio es recíproco, es decir, se da y recibe, se generan efectos positivos para todos los participantes. Por contraste, cuando se da más de lo que se recibe, puede experimentarse frustración y sobrecarga, incrementándose el estrés al proveer ayuda. Asimismo, quienes reciben más de lo que dan pueden sentir dependencia y endeudamiento, erosionándose la autonomía del receptor y, consecuentemente, disminuyendo sus niveles de bienestar (Herrera, Barros & Fernández, 2011; Silverstein, Chen & Heller, 1996). Adicionalmente, algunos autores plantean que, incluso en aquellos casos en los que los padres se ven incapacitados de devolver, los hijos pueden ver incrementado sus niveles de bienestar al dar ayuda a sus padres, producto de la gratificación y satisfacción que se puede sentir al cumplir con lo que se considera un deber (Izquieta, 1996; Väänänen, Buunk, Kivimaki, Pentti & Vahtera, 2005). No obstante, hay cierto consenso en señalar que el apoyo balanceado o recíproco se asocia más positivamente con el bienestar de los participantes que el apoyo desbalanceado (Stuifbergen, 2011); incluso se dice que podría no quererse establecer vínculos de apoyo a menos que se puedan reciprocar (Guzmán, Huenchuan & Montes de Oca, 2003).

Otros autores plantean que existe una serie de factores moderadores, de índole familiar y personal, que deben ser considerados para entender la asociación entre apoyo y bienestar. El primero de ellos sería la disponibilidad de apoyo social, que cumple funciones expresivas, afectivas e instrumentales. Las funciones afectivas y expresivas derivan del hecho de sentirse unido a otros a través de vínculos afectivos, lo que aumenta la autoestima, proporciona una sensación de logro y hace posible expresar sentimientos negativos. Las funciones instrumentales se refieren al hecho de que el apoyo es un recurso que facilita la realización de actividades diarias (Grundy, 2005; Guzmán et al., 2003). Algunos estudios han demostrado que percibir insuficiencia de apoyo social se relaciona con una peor salud mental y con mayores niveles de sobrecarga (George & Gwyther, 1986; Li, Seltzer & Greenberg, 1997), a la vez que percibir apoyo reduce el estrés asociado al cuidado y permite desarrollar formas de afrontamiento más efectivas frente a la creciente demanda de apoyo de los padres (Pinquart & Sörensen, 2007; Pot, Deeg & Van Dyck, 2000).

Otro factor sería el número de hermanos que tiene el cuidador, esperándose que en familias más grandes la tarea de dar apoyo se reparta entre una mayor cantidad de posibles cuidadores, amenazando en menor medida el nivel de bienestar de los cuidadores, en contraste con familias más pequeñas, en las que las responsabilidades son compartidas por un menor número de personas (Van Gaalen & Dykstra, 2006).

Junto con el tamaño de la familia de origen se debe también considerar la composición de la familia de procreación de la persona proveedora de apoyo. Básicamente, se plantea que los hijos adultos que deben repartir su tiempo y energía entre múltiples demandas familiares provenientes, por un lado, de sus propios hijos y pareja y, por otro lado, de sus padres mayores, tienen un mayor riesgo de presentar estrés y peores nivel de bienestar (Dautzenberg, Diederiks, Philipsen & Tan, 1999; Stephens & Townsend, 1997).

Adicionalmente, se debe considerar el grado de apego hacia la norma de obligación filial. Se plantea que cuando el apoyo es dado por obligación, hay mayores probabilidades de presentar estrés, a diferencia de cuando el apoyo es dado por otros motivos, como el cariño y afecto (Cicirelli, 1993; Pyke & Bengtson, 1996). Asimismo, se ha encontrado que contar con buena calidad de la relación se asocia con un mejor bienestar psicosocial del cuidador (Merz, Consedine, Schulze & Schuengel, 2009; Merz, Schuengel & Schulze, 2009).

Finalmente, deben considerarse otros factores asociados a características personales. Particularmente, la evidencia muestra que el bienestar se relaciona con la calidad de las condiciones de vida, económicas y de salud. Diener y Ryan (2009) muestran que el ingreso tiene un efecto positivo sobre el bienestar, pero la fuerza de esta asociación decrece a medida que se eleva el ingreso, siendo más importante la percepción de suficiencia de ingreso que la cuantía de este (Herrera et al., 2011). De igual manera, son varias las investigaciones que dan cuenta de la relación entre salud y bienestar, demostrando que la autopercepción de la propia salud es más importante que la salud per se en la relación con el bienestar (Arita, 2005; Diener, 1994; Moyano & Ramos, 2007).

Objetivos e Hipótesis

En base de la literatura expuesta, el propósito de este estudio fue establecer las consecuencias que tienen las relaciones intergeneracionales de apoyo sobre el nivel de bienestar de las hijas adultas y determinar cómo una serie de factores moderadores, tanto familiares como personales, podrían aminorar el impacto negativo de la entrega intensiva de apoyo. Específicamente, las hipótesis que se desearon contrastar son las siguientes, las cuales se resumen, además, en la Figura 1:

Hipótesis 1. El dar apoyo intenso a los progenitores, especialmente a aquellos con más dependencia, se relaciona con menor nivel de bienestar de las hijas adultas (por la sobrecarga asociada a esta tarea).

Hipótesis 2. Sin embargo, existen ciertos factores familiares y personales que moderan dicha relación:

Hipótesis 2.1. Reciprocidad: en aquellos casos en los que la hija da apoyo a su progenitor, pero también recibe alguna ayuda de este, se reduce la asociación con bienestar, en contraste con una relación no recíproca, la cual incrementa el impacto negativo sobre el bienestar.

Hipótesis 2.2. Disponibilidad de apoyo: el contar con una red de apoyo disponible y con un mayor número de hermanos reduce el impacto negativo de dar apoyo parental.

Hipótesis 2.3. Composición de la familia de procreación: las hijas adultas que dan apoyo parental y además tienen su propia familia (hijos y/o pareja) presentan niveles más bajos de bienestar, que aquellas sin hijos dependientes o sin pareja, dada las múltiples obligaciones familiares que tienen.

Hipótesis 2.4. Sentimiento de obligación filial: las hijas que dan apoyo a sus padres y a su vez perciben un mayor nivel de obligación filial presentan un peor nivel de bienestar, comparadas con aquellas que brindan ayuda pero perciben niveles más bajos de obligación.

Hipótesis 2.5. Calidad de la relación: el poseer una buena calidad de relación con el progenitor reduce los costos negativos asociados a la entrega de apoyo.

Figura 1: Modelo explicativo

Método

Participantes

Este estudio, de carácter explicativo, se basa en los datos procedentes de la encuesta “Cohesión familiar, solidaridad intergeneracional y conflicto: impacto en el bienestar del adulto mayor”, del proyecto FONDECYT N° 1060326 del año 2009. El modo de selección de las personas a entrevistar intentó conjugar dos elementos: que fuera lo más representativa posible de la población de 45 y más años de la ciudad de Santiago de Chile, pero a un costo razonable. Cabe señalar que, si bien la encuesta tenía un objetivo descriptivo —estimar la proporción de adultos de 45 años y más que tenían distintos tipos de relaciones familiares—, la finalidad principal de la encuesta era explicativa, es decir, relacionar variables. Como en este tipo de análisis se utilizan muchas variables, se requiere tener suficientes casos, pero no resulta rentable aumentarlos demasiado. Según Cea D’Ancona (2002) y Catena, Ramos y Trujillo (2003), cuando se tienen demasiados casos, cualquier diferencia entre grupos, por mínima que sea, puede resultar estadísticamente significativa, sin que por esto sea “importante”.

Se utilizó un muestreo multietápico: (a) muestreo aleatorio sistemático de manzanas (conjunto de viviendas separadas por calles) en todas las comunas (municipios) de la ciudad de Santiago, utilizando los respectivos mapas de manzanas del Instituto Nacional de Estadísticas de Chile; (b) muestreo aleatorio sistemático de viviendas en cada manzana seleccionada, fijando un máximo de cuatro encuestas por manzana, para asegurar mayor heterogeneidad geográfica de la muestra; (c) se eligió una cuota de sexo y edad (45-59; 60-74; 75 y + años), para asegurar la representación de los grupos más minoritarios, como los hombres de más edad. Se estableció un número de 200 entrevistas para cada grupo de edad y se distribuyó internamente la cuota de sexo según parámetros poblacionales. A cada manzana se asignó de manera aleatoria la cuota de sexo y edad a aplicar, la que no debía superar cuatro personas por manzana. La muestra final estuvo compuesta por un total de 609 personas, lo que implica un error muestral de 4%, suponiendo variable dicotómica con varianza máxima y muestreo aleatorio simple.

Para el presente estudio se seleccionó una sub-muestra de casos, correspondiente a aquellas mujeres encuestadas que tuvieran al menos un padre/madre vivo/a. En la Tabla 1 se resumen las características sociodemográficas de dicho grupo de mujeres, que alcanzó los 102 casos. La media de edad es de 53 años (DE = 7,06); un 77% está casada; 43% vive en hogares nucleares (papá y/o mamá más hijos) y 41% en hogares extensos (con adición de otros miembros al hogar, usualmente hogares con tres generaciones); un 31% vive con algún progenitor.

Tabla 1
Características Sociodemográficas de la Sub-Muestra de Hijas Adultas

Instrumento

De acuerdo con la literatura existente y la evidencia de estudios previos, se identifican dos dimensiones de bienestar: (a) satisfacción general con la vida, que se refiere a un enjuiciamiento global o a una evaluación cognitiva de la vida, y (b) el bienestar emocional, que se remite a un componente afectivo, que depende de la reacción y capacidad de adaptación a eventos específicos que ocurren en la vida (Durán Jiménez, 2010). Para la presente ocasión se trabajó con la segunda dimensión tomada de Bradburn (1969), que incluye un balance entre afectos positivos y negativos.

Se utilizó un único cuestionario estructurado con preguntas cerradas, que fue aplicado presencialmente en el domicilio de las personas encuestadas por un encuestador debidamente capacitado. Para la medición de bienestar se construyó un índice por promedio simple a partir de los siguientes cuatro indicadores de afectos negativos: “Durante los últimos 6 meses se ha sentido: (a) deprimido o “bajoneado”, (b) solitario y alejado de otras personas, (c) muy nervioso o ansioso, (d) cansado o decaído”. Los rangos de respuesta van desde casi nunca, a veces, hasta bastante seguido. Estos indicadores corresponden a una selección de ítems provenientes de la escala de bienestar de Brandburn (1969) y de la escala abreviada de Rand Corporation (1979). Estudios anteriores han mostrado que en Chile discriminan más los ítems negativos (Barros, Forttes & Avendaño, 2004; Barros, Forttes & Herrera, 2006). Estos fueron conceptualizados posteriormente como indicadores de distrés (McDowell & Newell, 1996), lo que en lenguaje cotidiano se lo podría llamar malestar emocional. La selección de los ítems que se utilizaron en este estudio fue realizada por Barros, Avendaño y Forttes (2003) con la finalidad de medir adecuadamente la dimensión de distrés en adultos chilenos, verificando mediante análisis factorial la validez de constructo del índice.

En el presente estudio el análisis factorial también apoyó la validez de constructo del índice, encontrándose que un 57,6% de la varianza de distrés es explicado por los cuatro ítems. La Tabla 2 muestra la matriz de componentes, utilizando como método de extracción el análisis de componentes principales. En cuanto al análisis de consistencia interna del índice, este tiene un alfa de Cronbach de 0,76.

Tabla 2

Las variables independientes que se utilizaron en los modelos de regresión fueron:

- Dar apoyo a los padres mayores: se utilizó la pregunta: “En los últimos 3 meses, ¿ha dado usted de forma regular algún tipo de ayuda o apoyo a su madre/padre?” con las alternativas de respuesta no da y sí da.
- Recibir apoyo desde el progenitor: “En los últimos 3 meses, ¿ha recibido usted de forma regular algún tipo de ayuda o apoyo de su padre/madre? con las alternativas de respuesta no recibe y sí recibe.
- Percepción de apoyo disponible: índice que cuantifica el número de apoyos disponibles, sumando “¿Dispone de alguien con quién contar en las buenas y en las malas?; ¿cuándo se siente triste? y ¿cuándo tiene un apuro de dinero?, con los atributos no y sí. El índice se comporta de modo unidimensional, con un rango que va desde 0 a 3 apoyos.
- Tiene pareja: con las alternativas de respuesta no tiene pareja (que agrupa las categorías separado, anulado o divorciado, soltero, viudo) y tiene pareja (que agrupa a casado, conviviente).
- Tiene hijos en edad dependiente: variable continua que cuenta la cantidad de hijos menores de 25 años que la persona señala tener.
- Número de hermanos: variable continua, a partir de la pregunta “¿cuántos hermanos vivos tiene actualmente?”
- Norma de obligación filial: índice a partir de los siguientes indicadores (adaptados de Gans & Silverstein, 2006): “¿Cuáles son obligaciones de los hijos adultos hacia sus padres/madres mayores y cuáles no?

1. Dar ayuda económica a sus padres si lo necesitan; 2. Dar compañía y pasar mucho tiempo con los padres; 3. Ayudar en las labores domésticas de la casa de los padres si lo necesitan; 4. Escuchar los problemas de los padres y aconsejarlos; 5. Cuidar a los padres cuando no puedan valerse por sí mismos; 6. Traer a vivir a los padres mayores a la casa de algún hijo/a cuando no pueden vivir solos”. Los seis ítems se combinan mediante sumatoria, obteniéndose un índice que se comporta de manera unidimensional. Posee un rango de 0 a 6 (no considerar ninguna situación como obligatoria, hasta considerar todos las situaciones como obligatorias), con un alfa de Cronbach de 0,87.

- Calidad de la relación: índice sumativo de las siguientes tres preguntas dicotomizadas: “¿Siente que si lo necesita puede contar con su padre/madre?” (casi nunca o a veces/siempre); “¿Cuán cercano se siente usted de su padre/madre?” (nada o poco o más o menos cercano/muy cercano) y “¿Cómo se llevan usted y su padre/madre?” (mal o regular/bien). El rango del índice va de 0 a 3 (desde muy mala hasta muy buena relación), con un alfa de Cronbach de 0,7.

Las variables de control que se incluyeron fueron percepción de salud (buena o muy buena/mala o regular) y percepción de suficiencia de ingresos (sí le alcanza bien o al justo/no le alcanza).

Análisis de Datos

En primer lugar, se realizaron análisis descriptivos de las variables (porcentajes, medias y desviaciones estándar). Luego se calcularon modelos de regresión lineal jerárquicos, primero incorporando las variables predictoras y luego, las variables de control. Finalmente, al formularse la hipótesis de que la relación entre apoyo dado y bienestar está mediada por una serie de factores moderadores, se incluyeron uno a uno los factores predictores para evaluar los efectos de interacción con las variables de apoyo.

Se debe también mencionar que los modelos debieron ser ajustados mediante la opción clustered robust standard errors, disponible en el programa STATA, debido a que en la base de datos con la que se trabajó algunas encuestadas estaban incluidas dos veces, lo cual ocurría cuando tanto el padre como la madre mayor estaban vivos. La presencia de dicha correlación debe considerarse a la hora de elegir el tipo de método y análisis a emplear, dado que la naturaleza agrupada de los datos puede plantear serios problemas para la inferencia estadística (Harden, 2011), corriéndose el riesgo de establecer conclusiones erradas, incluso si se trabaja con grupos pequeños de dos o tres observaciones correlacionadas (Marston et al., 2009). Ello ocurre porque los errores estándar que normalmente se reportan en los diversos métodos de estimación suponen que cada observación es independiente del resto. Sin embargo, si las unidades de observación se correlacionan en ciertos grupos o conglomerados bien definidos, se viola el supuesto de independencia, lo cual provoca que los errores estándar sean subestimados, aumentando con ello la probabilidad de cometer un error de tipo I

(Luke, 2004), es decir, de rechazar la hipótesis nula cuando esta es verdadera en la población, pudiéndose establecer diferencias que en la realidad no existen (García Ferrando, 1999).

Por último, se verificó si los datos utilizados estaban cumpliendo con los supuestos de la estimación de mínimos cuadrados ordinales (MCO), conforme al teorema de Gauss-Markov para modelos de regresión lineal múltiple con datos transversales.

Resultados

Análisis Descriptivos

En la Tabla 3 se exponen los descriptivos de las variables que se incluyeron en los modelos: un 74% de las hijas adultas señala dar algún tipo de apoyo regular al progenitor y un 43%, recibirlo; la percepción de apoyo social disponible es relativamente alta; la generación actual de hijas proviene en promedio de familias bastante numerosas; la media de hijos dependientes es relativamente baja; en las opiniones sobre obligación filial existe bastante variabilidad, siendo la media de 3,0 (DE = 2,3) en un índice con rango de 0 (baja obligación) a 6 (alta obligación); la percepción sobre calidad de la relación entre hija y progenitor es en general buena. Respecto de los indicadores de calidad de condiciones de vida, en la muestra estudiada un 37% contestó que sus ingresos no le alcanzan para satisfacer sus necesidades y un 42% percibe su salud como regular o mala.

Tabla 3
Descriptivos Univariados de Variables

Análisis de Regresión Lineal

En la Tabla 4 se presentan los resultados de las regresiones estimadas sobre distrés de las hijas adultas. Al considerar el análisis de varianza (ANOVA), estos resultan significativos, salvo en el Modelo 1, que solo considera como predictor dar apoyo. En el Modelo 2, que incorpora el resto de los predictores, el ANOVA resulta significativo, F(8, 68) = 2,15, p < 0,05. El Modelo 3, que contiene los predictores y variables de control, resulta significativo, F(10, 66) = 4,51, p < 0,01, al igual que el resto de los modelos que incorporan los efectos de interacción. Este Modelo 3 tiene un R2 = 0,38, es decir, explica un 38% de la varianza del índice de distrés, siendo las variables ingreso y salud bastante relevantes, si se compara con el Modelo 2, el cual explica un 18% de la varianza de dicho índice. El aporte de los efectos de interacción es mínimo, aumentando levemente la varianza explicada en los Modelos 6 y 10.

Con respecto a los coeficientes beta estimados, en los Modelos 2 y 3 se observa que la entrega de apoyo regular a algún progenitor no tiene asociación directa con el bienestar de las hijas adultas. De las variables moderadoras incluidas, solo percibir que se cuenta con apoyo se asocia con distrés, con un valor en el Modelo 2 de ß = -0,229, p < 0,01, 95% IC [-0,397, -0,060] y de ß = -0,131, p < 0,05, 95% IC [-0,265, 0,001] en el Modelo 3.

De igual forma, las condiciones de vida afectan de manera directa el nivel de distrés de las hijas (Modelo 3): cuando se percibe que el ingreso económico no alcanza para satisfacer las necesidades vitales, ß = 0,242, p < 0,05, 95% IC [0,0129, 0,471], y/o cuando se tiene una mala o regular percepción de salud, ß = 0,407, p < 0,01, 95% IC [0,186, 0,629]. Estos efectos se mantienen estables en el resto de los modelos estimados.

En los Modelos 4 a 10 se incorporaron los efectos de interacción de cada una de las variables moderadoras, los cuales se incorporaron de una variable cada vez, debido a que el tamaño muestral era reducido. Solo el número de hermanos tiene un coeficiente beta estadísticamente significativo, ß = -0,064, p < 0,05, 95% IC [-0,148, -0,019]. Particularmente, en el Modelo 6 se aprecia que, entre las mujeres que dan apoyo, tener un hermano más disminuye en 0,039 puntos el índice de malestar emocional (Figura 2).

Tabla 4
Modelos de Regresión Lineal Múltiple Para el Índice
de Distrés en Hijas Adultas: Beta No Estandarizado

Figura 2. Interacción entre dar apoyo y número de hermanos
sobre distrés de las hijas adultas (Modelo 6).

Análisis Sobre el Cumplimiento de Supuestos Estadísticos

Una vez estimados los modelos, se verificaron los supuestos de estimación de mínimos cuadrados ordinales, conforme al teorema de Gauss-Markoven. En primer lugar, se obtuvieron gráficos augmented component plus-residual para las variables continuas incluidas, con el fin de corroborar el supuesto de linealidad. Estos gráficos presentaron curvas bastante cercanas a la línea de regresión, con lo que se puede pensar que la linealidad parece ser una suposición razonable para estos.

Con respecto al supuesto de aleatoriedad de la muestra, se debe recordar que la muestra con la que se trabajó se seleccionó mediante aleatorización en todas sus etapas, incluida la distribución aleatoria de las cuotas en la última etapa, por lo que se estaría cumpliendo con este segundo requisito.

El tercer supuesto a cumplir para que los estimadores sean insesgados es que la media condicional sea cero. Una forma en que esta suposición es falsa es si la relación funcional entre la variable explicada y las explicativas se especifica mal, lo cual ha sido previamente evaluado. Omitir un factor relevante correlacionado con cualquier variable explicativa también la vuelve falsa (Wooldridge, 1999/2006). Con el análisis de regresión múltiple se pueden incluir muchos factores y es menos probable que se tenga el problema de variables omitidas. No obstante, en cualquier aplicación hay siempre factores que, debido a las limitaciones de los datos o al desconocimiento, no se incluyen. Es por ello necesario seleccionar modelos que sean consistentes con la teoría y que además contengan todas las variables relevantes, como se ha tratado de hacer en esta ocasión. Asimismo, se calculó el estadístico de regression specification error test (RESET), que también permite concluir que el modelo ha sido correctamente especificado.

La cuarta suposición que se debe satisfacer es el de la colinealidad imperfecta. Para evaluar lo anterior, se calculó el factor inflador de la varianza (VIF): una variable con un valor VIF mayor que 10 presenta problemas de multicolinealidad y amerita su revisión. Para el caso de las variables incluidas en los modelos, todas poseen valores menores a este punto de corte.

Finalmente, otra suposición que debe tenerse en cuenta es la homocedasticidad. Cabe recordar que, dada la naturaleza agrupada de los datos, se optó por trabajar con regresiones ajustadas por clustered robust standard errors que, por un lado, corrige los errores estándar estimados con este tipo de datos, pero también permite una estimación robusta ante la heterocedasticidad, lo que asegura cumplir con este quinto requisito.

Discusión

En este estudio se trató de determinar las consecuencias que tiene sobre el bienestar de las hijas adultas la creciente demanda por provisión de apoyo parental de parte de sus padres envejecidos.

El primer resultado a destacar es que no se encontró una asociación entre bienestar, operacionalizado como distrés, con dar o recibir algún tipo de apoyo entre las hijas adultas y sus padres mayores, en concordancia con otros estudios (Amirkhanyan & Wolf, 2003; Loomis & Booth, 1995). Sin embargo, sí se encontró asociación con la percepción de disponibilidad de apoyo. Esto es coincidente con algunos estudios que han evidenciado que percibir que se tiene a alguien a quien recurrir en caso de necesidad tiene un vínculo más fuerte con bienestar que las medidas objetivas de apoyo intercambiado (Liang, Krause & Bennett, 2001; Reinhardt, Boerner & Horowitz, 2006; Stuifbergen, 2011). Ello se explica, en parte, porque sentir que se cuenta con apoyo en caso de necesitarlo puede generar sentimientos de conformidad, a la vez que facilita hacer frente a una situación de estrés de manera más autónoma, lo que termina por favorecer el nivel de bienestar (Bolger, Zuckerman & Kessler, 2000).

Estos resultados son también consistentes con la revisión de 55 estudios efectuada por Merz, Schulze y Schuengel (2010), en la que la principal conclusión fue que la relación entre proveer apoyo a los padres mayores y el bienestar de hijos adultos es más bien débil, siendo de mayor relevancia los resultados referentes a los factores moderadores de esta asociación.

Siguiendo esta línea, en el presente estudio se encuentra un factor moderador relevante que permite comprender de mejor modo las consecuencias del intercambio intergeneracional. Es así como se evidencia que tener más hermanos permite que la tarea de dar apoyo a los padres mayores se reparta entre una mayor cantidad de posibles cuidadores, pudiendo aliviar la sobrecarga y reducir el efecto negativo de brindar apoyo. Si bien tener hermanos amplía la red potencial de apoyo, esta parece no ser la única, pues la correlación entre número de hermanos y disponibilidad de apoyo fue relativamente baja (r = 0,01).

No obstante, la importancia de los hermanos encontrada en este estudio es un resultado que debería preocupar, puesto que las familias se han ido reduciendo en tamaño en Chile. Por ejemplo, en los resultados de la Encuesta Nacional Bicentenario Universidad Católica - Adimark del año 2009 (Pontificia Universidad Católica de Chile, 2009) se observó que las madres de las personas de 50 a 54 años encuestadas habían tenido un promedio de 6,9 hijos (es decir, unos seis hermanos), mientras que su generación tuvo un promedio de tres hijos por mujer. De mantenerse las actuales tasas de fecundidad en Chile, en el futuro las hijas adultas tendrán en promedio solo un hermano o hermana, con lo cual, si bien la relación establecida con sus padres será más intensa (Silverstein, Conroy & Gans, 2008), mayor será la probabilidad de desempeñar el rol de cuidador principal, a la vez que dispondrán de una menor red de apoyo.

Con respecto a las demás hipótesis, no se encontró evidencia que respalde la existencia de mayor distrés en lo que se ha denominado la generación sándwich, es decir, hijas que tienen padres e hijos a quien cuidar. Ni tener hijos en edad dependiente ni vivir con pareja se asoció con distrés. Una posible explicación es que el promedio de hijos dependientes es relativamente bajo (aunque un 73% señala tenerlos). Por su parte, la ausencia de asociación con la presencia de pareja puede explicarse porque los efectos de las parejas son dispares, pudiendo en algunos casos brindar apoyo pero en otras ser perturbadora. Al parecer, más que tener que ejercer muchos roles, lo que tiene más relevancia es la calidad de estas relaciones familiares. Estos resultados son consistentes con otros estudios, en los que se ha encontrado que la adición de roles no incrementa necesariamente el distrés, sino que más bien la ausencia de estos es lo que se asocia con menor bienestar (Dautzenberg et al., 1999; Rozario, Morrow-Howell & Hinterlong, 2004).

Tampoco se encontró asociación entre distrés y la percepción sobre la obligación de brindar apoyo a los padres. En la literatura tampoco aparece claramente corroborada esta asociación (Silverstein, Gans & Yang, 2006; Stuifbergen et al., 2008; Stuifbergen & Van Delden, 2011). Una posible explicación puede ser la manera en que se pregunta sobre obligación, que está planteada de una manera genérica (“¿Cuáles son obligaciones de los hijos adultos hacia sus padres/madres mayores…”) y no referida al progenitor en particular. En un estudio cualitativo realizado en Chile cuando se les preguntó a los adultos mayores acerca de este sentimiento de obligación filial y paternal, las respuestas fueron también diversas y aparentemente no asociadas con brindar apoyo efectivo; la explicación dada por las personas entrevistadas fue que el dar apoyo depende más de la necesidad que del sentimiento de obligación (Barros, Fernández & Herrera, 2014).

Con respecto a la importancia de la calidad de la relación, los resultados son poco claros. La interacción entre esta variable y dar apoyo solo resultó estadísticamente significativa al nivel de confianza de 90%, pero, al analizar con más detalle los efectos marginales entre el índice de calidad de relación para las hijas que dan apoyo y las que no lo dan, los resultados no son lineales. Una posible explicación puede estar dada por las características de la variable que mide la percepción de la calidad actual de la relación de la hija con el padre o la madre y no una evaluación histórica de esta relación. En este sentido, algunos estudios plantean que para evaluar la calidad de la relación se debe no solo considerar una valoración general del tipo de relación establecida, sino también aspectos relacionados con la cercanía emocional, elementos que se van construyendo a lo largo del curso de vida. Es así como una buena calidad de la relación implica una historia marcada desde la más temprana infancia por la preocupación, protección, cuidado y afecto constante de los padres hacia sus hijos, generándose fuertes lazos de apego entre generaciones, aspecto que ha sido demostrado ser de gran relevancia para aminorar los costos derivados de la atención familiar en el contexto intergeneracional (Cicirelli, 1993; Merz & Consedine, 2009).

Por último, los resultados de los modelos confirman que las condiciones de vida constituyen los principales predictores de bienestar. Más precisamente, la percepción de la insuficiencia de ingresos y de un mal estado de salud se asocian con mayor distrés, lo cual es consistente con algunos estudios realizados previamente en Chile (Carrasco, Herrera, Fernández & Barros, 2013; Herrera et al., 2011; Instituto de Sociología Pontificia Universidad Católica de Chile, 2012; Programa de Naciones Unidas Para el Desarrollo, 2012).

Es pertinente hacer una breve reflexión sobre algunas limitaciones que presenta este estudio y con ello posibles sugerencias para investigaciones futuras. En primer lugar, el uso de datos de corte transversal deja espacio para cuestionar la dirección de los efectos, como, por ejemplo, entre calidad de la relación entre padre-hijo y el nivel de distrés. Cabe preguntarse en qué medida las personas que tienen mayor distrés o que están, por ejemplo, más deprimidas o insatisfechas con su vida menoscaban la calidad de sus interrelaciones sociales y familiares. Ello es importante de considerar en la medida que se ha encontrado que la sobrecarga en cuidadores constituye un factor de riesgo para la aparición de conductas de maltrato o abuso hacia el familiar dependiente (Johannesen & LoGuidice, 2013; Lachs & Pillemer, 2004), a la vez que puede desencadenar antiguos conflictos familiares y crear otros nuevos con los parientes más cercanos, incluido el propio progenitor mayor (Brodaty & Berman, 2008). Este tipo de problemas requeriría de un estudio de carácter longitudinal tipo panel, donde se pueda controlar el nivel de distrés inicial.

En segundo lugar, se debe reconocer la exclusión de ciertas variables relacionadas con la estructura de oportunidades de las hijas, como si trabajan o no, el tipo de jornada laboral desempeñada, entre otras, así como algunas características más precisas del progenitor, como su situación de salud o estado civil, que serían relevantes de recoger en estudios posteriores. Respecto de lo primero, se podría hipotetizar que la presencia de hijos dependientes y la presencia de pareja pueden ser factores importantes solo en el contexto de mujeres que trabajan más intensivamente. Respecto de lo segundo, la provisión de apoyo podría tener efectos distintos según la intensidad de la ayuda requerida, lo que puede relacionarse con las características del padre o madre; cabe hipotetizar que cuando existe más necesidad de cuidado (por ejemplo, frente a dependencia de los padres y/o cuando el padre o la madre viven solos), esto genera más distrés en las hijas adultas.

Lo anterior se liga a otro desafío, que es lograr contar con información más detallada sobre el tipo, la intensidad y frecuencia de apoyo brindado hacia el progenitor, diferenciando particularmente entre apoyo material, afectivo e instrumental —o de cuidado personal—, pudiendo ser este último el que en definitiva explique la sobrecarga y empeoramiento del bienestar en el grupo de mujeres adultas proveedoras de apoyo hacia la población mayor. Esto no ha podido desarrollarse en el presente artículo, porque no se contó con un tamaño muestral suficientemente grande de hijas cuidadoras adultas.

A modo de cierre, cabe reflexionar sobre las posibles implicancias de estos resultados. La ventaja de este estudio es que se pudo comparar a hijas adultas que brindan apoyo a sus progenitores con las que no lo hacen. No se tienen estudios generalizables y publicados en este tema en Chile. El estrés o malestar del cuidador se ha estudiado ampliamente en Chile, pero en muestras generalmente pequeñas y acotadas a cuidadores, sin especificar si eran parientes o no (Espinoza Miranda & Jofré Aravena, 2012; Flores, Rivas & Seguel, 2012; Jofré Aravena & Sanhueza Alvarado, 2010). El estudio que ha abordado recientemente una muestra más amplia de cuidadores ha sido la Encuesta Nacional de Dependencia de Chile del año 2009, que abarcó a una muestra de 445 cuidadores que tenían las siguientes características: 84% eran mujeres con un promedio de edad de 52,2 años; 24% parejas y 44% hijas; 25% con sobrecarga intensa y 19% con sobrecarga leve, según la escala de sobrecarga del cuidador de Zarit, y 44% con depresión, según la escala CES-D, a partir de tabulaciones propias realizadas de la base de datos de dicha encuesta (SENAMA, 2010).

Si bien a partir de este estudio no se puede concluir acerca del cuidado de personas mayores, al no contar con datos detallados sobre tipo e intensidad del apoyo brindado, sí ha podido constatarse que dar apoyo a los padres mayores en sí no implica mayor distrés (o menor bienestar). Sin embargo, hay dos situaciones que parecen estar aumentando el distrés: tener menos hermanos, especialmente cuando no se tiene ninguno, y cuando la relación entre la hija y el padre o la madre es percibida de mala calidad. Lo primero debería ser materia de preocupación para las políticas públicas, de modo de prevenir lo que ha estado ocurriendo hace ya bastante tiempo en algunos países como España, Polonia o Portugal, que han ido aumentando crecientemente la proporción de mujeres que tiene un único hijo, vislumbrándose redes de apoyo familiar más limitadas en el futuro para responder a la creciente necesidad de la población mayor.

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Fecha de recepción: Febrero de 2014.
Fecha de aceptación: Marzo de 2016.

María Beatriz Fernández Lorca y María Soledad Herrera Ponce, Instituto de Sociología, Pontificia Universidad Católica de Chile, Santiago, Chile.

Este trabajo fue realizado como parte del proyecto FONDECYT Regular N° 1060326, “Cohesión familiar, solidaridad intergeneracional y conflicto: impacto en el bienestar del adulto mayor”, del año 2009.

La correspondencia relativa a este artículo debe ser dirigida a María Beatriz Fernández, Instituto de Sociología, Pontificia Universidad Católica de Chile, Avda. Vicuña Mackenna 4860, Macul, Santiago, Chile. E-mail: mrfernan@uc.cl

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