Los centros educativos desempeñan un papel fundamental en la promoción del ajuste psicológico y escolar durante la adolescencia. Dado que el alumnado mayoritario en las aulas es de origen español y marroquí, este estudio ha tenido como objetivo principal hacer un análisis cross-cultural España-Marruecos del desajuste escolar, clínico y personal, atendiendo al sexo y la edad. Para garantizar una correcta evaluación, como objetivo preliminar se ha planteado adaptar y evaluar las propiedades psicométricas del Sistema de Evaluación de la Conducta de Niños/as y Adolescentes (BASC-S3) en el contexto marroquí. Han participado 1.707 estudiantes, 941 residentes en España y 766 en Marruecos, con edades entre los 11 y los 19 años. Los resultados han mostrado adecuadas propiedades psicométricas de las versiones española y marroquí del cuestionario, junto invarianza en función del sexo y la edad dentro de cada país y entre países. Las comparaciones dentro de cada país han revelado pocas diferencias en función del sexo y la edad. Sin embargo, las comparaciones entre países, han puesto de manifiesto menores niveles de desajuste escolar, clínico y personal en España que Marruecos. La consideración de estas diferencias culturales puede ayudar a diseñar intervenciones preventivas más eficaces y mejorar la evaluación y atención psicológica.
Schools play a fundamental role in promoting psychological and academic adjustment during adolescence. Given that the majority of students in the classrooms are of Spanish and Moroccan origin, the main objective of this study was to conduct a cross-cultural Spain-Morocco analysis of scholar, clinical, and personal maladjustment, taking into account both sex and age. In order to ensure a valid assessment, a preliminary objective was set to adapt and evaluate the psychometric properties of the Behavioural Assessment System for Children and Adolescents (BASC-S3) in the Moroccan context. A total of 1,707 students participated, 941 residing in Spain and 766 in Morocco, aged between 11 and 19 years. The results demonstrated adequate psychometric properties for both the Spanish and Moroccan versions of the questionnaire, along with sex and age invariance within each country and between the two countries. Comparisons within each country revealed few differences based on sex and age. However, comparisons between countries have revealed lower levels of scholar, clinical, and personal maladjustment in Spain than in Morocco. Considering these cultural differences may help to design more effective preventive interventions and improve psychological assessment and care.
A lo largo de nuestras vidas, los seres humanos atravesamos varias etapas de desarrollo, siendo la adolescencia una de las más críticas debido a los numerosos cambios físicos, sociales y psicológicos que experimentamos (Bernaras et al., 2017). Este periodo de transición entre la infancia y la adultez, que abarca desde los 10 hasta los 19 años aproximadamente (Organización Mundial de la Salud [OMS], 2014), supone una fuente importante de oportunidades, pero también de estrés, que si no se gestiona adecuadamente puede incrementar el riesgo de padecer desajustes. La salvaguarda y promoción de la salud mental de los jóvenes en el entorno educativo ha de volverse imperativa (Zabaleta at al., 2022) por dos motivos fundamentales: en primer lugar, la alta probabilidad de que los trastornos mentales más comunes en la adultez se manifiesten por primera vez durante la niñez y la adolescencia (Solmi et al., 2022); y, en segundo lugar, la tendencia a diagnosticar de manera errónea y tratar de forma insuficiente los síntomas emocionales en adolescentes (Garaigordobil et al., 2023), lo cual genera repercusiones en diversas esferas de la vida de los y las menores (personal, familiar, escolar, social, etc.) a corto, medio y largo plazo (Arrondo et al., 2022).
Para avanzar en esta dirección resulta esencial mejorar los procedimientos de evaluación para la detección e identificación temprana de dificultades o problemas psicológicos y socioeducativos, así como aspectos positivos que ayuden al ajuste durante esta etapa, utilizando herramientas completas, fiables y adaptadas a partir de las cuales se puedan tomar decisiones informadas. Esto puede ayudar tanto a prevenir desajustes como a promover y valorar la eficacia de las intervenciones puestas en marcha (Casares et al., 2024). La primera dificultad que encontramos para realizar evaluaciones de calidad es que, a día de hoy, no existe un concepto de ajuste psicosocial universalmente aceptado por la comunidad científica (Londono y McMillan, 2015). La revisión de la bibliografía revela la coexistencia de dos corrientes (Lent, 2004): aquella en la que el ajuste vendría determinado por la ausencia de sintomatología y en la que las investigaciones están centradas en el estudio de los déficits psicológicos y en la presencia de problemas psicopatológicos; y la que resalta los aspectos positivos del ajuste, interesándose por investigar las habilidades y capacidades relacionadas con el funcionamiento personal, escolar o social óptimo y la satisfacción vital (Piqueras et al., 2019).
Ahora bien, ya en 1992, Reynolds y Kamphaus plantearon un modelo, todavía vigente, articulado en tres dimensiones claves para los y las adolescentes que aúnan las dos perspectivas. Estas dimensiones son: (1) Desajuste clínico, que incluye problemas tales como depresión, ansiedad, estrés social, atipicidad, locus de control externo y somatización. Se trata de una dimensión de gran relevancia dado que se estima que la prevalencia general de los trastornos mentales en niños, niñas y adolescentes está entre el 15.5 y el 31% (Sacco et al., 2022; Silva et al., 2020); (2) Desajuste escolar, entendido como la actitud negativa hacia el colegio y el profesorado, el sentimiento de incapacidad ante las exigencias académicas y la búsqueda de sensaciones extremas. Aspectos que reciben cada vez más atención debido a que las características psicológicas y afectivas del alumnado constituyen casi el 50% de la explicación del éxito académico de un alumno (Organización para la Cooperación Desarrollo Económico [OCDE], 2010); y, (3) Ajuste personal, que incluye aspectos como las relaciones familiares, relaciones con los iguales, autoestima, y confianza en sí mismo, ya que estos son aspectos esenciales para el buen funcionamiento durante esta etapa (Bully et al., 2019; Robins et al., 2002).
También se sabe que el desajuste clínico, escolar y personal no son independientes entre sí, y que la mayoría de los trastornos psicológicos causan deterioro emocional, cognitivo o social. Los y las adolescentes que padecen trastornos psicológicos presentan un mayor riesgo de tener experiencias escolares negativas, que pueden desencadenar en abandono escolar prematuro (Esch et al., 2014). Así mismo, numerosas investigaciones han puesto de manifiesto que una baja satisfacción escolar se asocia a comportamientos de riesgo para la salud, como el consumo de sustancias, una percepción más negativa de la propia salud y una mayor incidencia de sintomatología somática (Cosma et al., 2023).
La segunda cuestión importante es que el porcentaje de estudiantes extranjeros matriculados en el sistema educativo español no universitario se ha situado en el curso 2023/24 en torno a un 12.2% del estudiantado total (Instituto Nacional de Estadística [INE], 2024). Por este motivo, el compromiso con la salud mental en contextos educativos ha de trascender las fronteras culturales y requiere un enfoque global que reconozca y valore la diversidad de experiencias y visiones. Además, son varias las evidencias científicas y experiencias reportadas por las instituciones que demuestran que las personas migrantes tienen que realizar un gran esfuerzo adaptativo en el proceso de ajuste sociocultural al nuevo país de residencia (González-Rábago, 2014). Distintos estudios han apuntado que en el caso de los y las menores migrantes este proceso podría conllevar un periodo de mayor vulnerabilidad para el desarrollo de problemas psicológicos y emocionales (Rodríguez et al., 2002; Siguán, 1998) a los que habría que prestar especial atención.
Un estudiante integrado en el sistema educativo, tanto desde el punto de vista académico como socioemocional, tiene más posibilidades de desarrollar todo su potencial. Sin embargo, la población de origen migrante se enfrenta a una serie de obstáculos que frenan este desarrollo. Entre ellos se encuentra la falta de herramientas de evaluación adaptadas lingüística y culturalmente. En este contexto, los estudios interculturales pueden ofrecer una perspectiva valiosa, cobrando en nuestro entorno especial relevancia aquellos que tengan en cuenta a la población marroquí, por ser la población migrante más numerosa en España. Durante el último curso, de los 1.066.875 alumnos extranjeros, 200.439 (18.79%) fueron marroquíes (Instituto Nacional de Estadística [INE], 2024). Cabe destacar que este porcentaje solo refleja a aquellos estudiantes que aún mantienen la nacionalidad marroquí. Sin embargo, si se incluye a los estudiantes de segunda generación (nacidos en España, pero de padres marroquíes), la proporción sería aún mayor, ya que muchos de estos estudiantes tienen la nacionalidad española pero provienen de familias inmigrantes de Marruecos. Todo ello lo convierte en uno de los principales grupos de estudiantes extranjeros en España.
Existen algunos estudios sobre el ajuste psicológico y personal durante la adolescencia en contextos árabes como Egipto (Seleem et al., 2023), Argelia (Petot et al., 2008), Túnez (Chahed, 2010) o Qatar (Al-Hendawi et al., 2016), que han usado la información reportada por los progenitores en el Child Behavior Checklist for Children (CBCL). Los estudios realizados en Argelia y Túnez sugieren que los y las adolescentes pueden tener puntuaciones más altas en el CBCL (Chahed, 2010; Petot et al., 2008) en comparación con la población adolescente de otros países, mientras que el realizado en Egipto no encuentra diferencias (Seleem et al., 2023), lo que destaca la variabilidad entre las diferentes poblaciones árabes. Sin embargo, los estudios con adolescentes marroquíes son prácticamente inexistentes. Tal y como indican Zouini et al. (2019), “a pesar de su importancia, la salud mental y el bienestar de los adolescentes marroquíes está literalmente inexplorada” (p. 236). En concreto estos autores hallaron tasas de conducta antisocial y agresiva en adolescentes similar a estudios previos en otros países, si bien indican que la falta general de datos comparativos a nivel internacional deja en evidencia la necesidad de realizar más estudios con el fin de poder describir las diferencias culturales en la población adolescente y joven. Asimismo, Cortés-Denia et al. (2020) explican que, desde el contexto socio-cultural marroquí, la concepción de la adolescencia no como una edad sino como una etapa de transición basada en la biología, y la falta de instrumentos validados para medir variables psicológicas han provocado una laguna en la comprensión del ajuste psicológico de adolescentes marroquís. Los pocos estudios que tratan de explorar las diferencias transculturales entre adolescentes españoles y marroquís, se centran exclusivamente en población migrante (Sánchez-Castelló et al., 2022; Soriano, 2014), pero no se ha hallado hasta el momento ningún estudio que explore las diferencias en el ajuste psicológico y personal de adolescentes españoles y adolescentes marroquís (que viven en su país).
Lo mismo ocurre con el desajuste escolar. No se han encontrado datos que sirvan para comparar la actitud hacia el profesorado o el colegio y el sentimiento de incapacidad frente a las exigencias académicas entre ambos países. Ahora bien, en términos de fracaso escolar, en España el número de adolescentes que no son capaces de alcanzar el nivel de rendimiento medio esperado para su edad y el nivel pedagógico, se va acumulando a lo largo de la Educación Secundaria Obligatoria (ESO): un 12.1% del alumnado llega con retraso a 1° y el 24.5% a 4°, pasando de una escolarización del 95.9% a los 16 años al 74.9% a los 19. El 80.9% obtiene el título de graduado en ESO y solo el 55.7% el de Bachillerato (Ministerio de Educación Formación Profesional y Deportes [MEFD], 2024). En Marruecos las problemáticas educativas vienen siendo uno de los temas prioritarios de atención, dada la ausencia de generalización en la escolarización, la baja calidad de la enseñanza, la falta de igualdad de oportunidades en el acceso a la educación y las altas tasas de abandono escolar. Según el Banco Mundial (2014), la tasa de finalización de la educación secundaria en Marruecos es de alrededor del 65%. Sin embargo, las tasas de escolarización son más bajas en zonas rurales, donde solo el 20% del alumnado está inscrito en secundaria frente al 64% en áreas urbanas. Además, es importante ahondar en la influencia del sexo y la edad dentro de cada país y entre países, ya que, a pesar de años de estudio, existe un continuo desacuerdo en cuanto a las diferencias en el ajuste durante la adolescencia atribuibles a estos factores.
Respecto a las diferencias por sexo en el desajuste clínico y personal, algunos estudios señalan que durante la adolescencia mujeres y varones muestran sus problemas de diferente manera, hallándose mayores tasas de síntomas internalizantes (depresión, ansiedad, estrés, quejas somáticas, baja autoestima, problemas de relación, etc.) en las mujeres (Cosma et al., 2023; Moreno et al., 2016; Salk et al., 2017) y de síntomas externalizantes (agresividad verbal, conducta delictiva, trastornos de conducta, etc.) en varones (Sarracino et al., 2011). Sin embargo, también hay algunas investigaciones que encuentran que las diferencias entre chicos y chicas son mínimas, y que son mayores sus similitudes (Bernaras et al., 2017; Hyde, 2005; Orth et al., 2018). En lo que al desajuste escolar se refiere, algunos estudios refieren mayor desajuste en los varones (Johnson et al., 2006; Wang et al., 2008), otros plantean que las mujeres tienen mejor desempeño en todo el espectro académico, pero que también experimentan mayor descontento y malestar (Pomerantz et al., 2002) y otros no encuentran diferencias significativas en función del sexo (p.e., Oramah, 2014).
En cuanto a las diferencias en función de la edad en el caso del desajuste clínico, algunos autores señalan que aumenta a medida que se avanza en edad (Compas et al., 2004; Cosma et al., 2023; Moreno et al., 2016). Otros estudios muestran que ese aumento no es tan destacable (Bernaras et al., 2017; Moksnes et al., 2010) o que no se dan diferencias (Jaureguizar et al., 2015). El desajuste escolar, parece que va en aumento a medida que los y las adolescentes avanzan en edad (Jaureguizar et al., 2015). Finalmente, en términos de ajuste personal, la autoestima y autoconfianza aumentan con la edad (Naranjo, 2007; Orth et al., 2018).
El presente estudioEl objetivo general del presente estudio es comparar el ajuste psicosocial de la población adolescente en España y Marruecos, dos entornos muy próximos geográficamente, pero culturalmente muy dispares. Para ello, se plantean los siguientes objetivos específicos: (1) Adaptar lingüística y culturalmente al contexto marroquí (en francés y árabe) el Behavior Assessment System for Children (BASC-S3, Reynolds y Kamphaus, 1992); (2) Analizar las propiedades psicométricas del BASC-S3 en una muestra de adolescentes marroquís en su país de origen; (3) Estudiar la invarianza de la prueba en función del sexo, la edad y el país con el objetivo de descartar la existencia de un sesgo en función de esta variable; y, (4) Conocer las similitudes y diferencias entre España y Marruecos en el desajuste escolar, clínico y personal, atendiendo al sexo y la edad de los y las adolescentes.
En lo que respecta a las hipótesis, se espera: (1) Confirmar que la estructura factorial y fiabilidad en la versión marroquí del BASC-S3 son similares a las halladas en la versión original, en castellano y en euskera; (2) Demostrar la invarianza de la prueba en función del sexo, la edad y la versión lingüística; (3) Encontrar que tanto en España como en Marruecos las mujeres presentan menores puntuaciones que los varones en desajuste escolar y mayores en desajuste clínico y personal pero con tamaños del efecto asociados de bajos a moderados y diferencias moderadas en función del tramo de edad; (4) Hallar diferencias entre España y Marruecos en el desajuste escolar, clínico y personal, aunque no se puede apuntar en qué dirección, dada la ausencia de estudios previos.
Con ello se pretende dar un paso más para proporcionar una visión más amplia sobre los factores que influyen en el ajuste de los y las adolescentes en diferentes contextos socioculturales en grupos infrarrepresentados en estudios anteriores. Esto puede ayudar a reducir prejuicios y estereotipos -ya que permite comprender las diferencias culturales desde una perspectiva científica y objetiva-, y a intervenir de manera más eficaz en el entorno escolar.
MétodoDiseñoSe trata de un estudio descriptivo y correlacional, transversal de tipo prospectivo.
ParticipantesEl estudio ha tenido un carácter transcultural y multicéntrico. El muestreo incidental se ha realizado en dos etapas, primero en España y después en Marruecos. Para conseguir una muestra heterogénea, se ha contactado con centros públicos, concertados y privados, de capitales de provincia y de poblaciones más pequeñas. Han participado un total de 1.707 estudiantes, 941 residentes en España, de cuatro centros educativos diferentes (dos públicos y dos concertados), y 766 en Marruecos (véase Tabla 1), de cinco centros distintos (todos privados). Han tenido edades comprendidas entre los 11 y los 19 años (M=14.88, DT=1.72). Aunque la adolescencia no es un proceso continuo, sincrónico y uniforme para todos los individuos, en el presente estudio se ha elegido dividir la muestra en dos rangos de edad que corresponden a la adolescencia temprana y la adolescencia media-tardía. Esta división se ha basado en el hecho de que existe un acuerdo considerable en que el desarrollo psicosocial en la adolescencia generalmente presenta características comunes y un patrón progresivo de tres fases: adolescencia temprana (10-14 años), media (15-17 años) y tardía (18-19 años) (Hornberger, 2006). El 93.2% han sido de entorno urbano y la mayoría ha tenido un nivel socioeconómico medio-alto.
Instrumento de medidaSe ha usado el Sistema de Evaluación de la Conducta de Niños/as y Adolescentes (BASC; Reynolds y Kamphaus, 1992) en su versión de autoinforme para adolescentes con edades comprendidas entre los 12 y los 18 años (S3) adaptado al español por González et al. (2004) y al euskera por Bernaras et al. (2017). Es un inventario que consta de 185 enunciados que deben ser contestados como verdadero o falso. Estos elementos se aglutinan en 14 subdimensiones que evalúan cuestiones clínicas y adaptativas. Las subdimensiones clínicas son: actitud negativa hacia el colegio (10 ítems), actitud negativa hacia el profesorado (9 ítems), búsqueda de sensaciones (14 ítems), atipicidad (16 ítems), locus de control (14 ítems), somatización (9 ítems), estrés social (13 ítems), ansiedad (15 ítems), depresión (14 ítems), y sentido de incapacidad (13 ítems). Las cuatro subdimensiones adaptativas son: relaciones interpersonales (15 ítems), relaciones con los padres (9 ítems), autoestima (8 ítems), y confianza en sí mismo (9 ítems). Estas 14 subdimensiones se agrupan en tres dimensiones globales: desajuste escolar, desajuste clínico y ajuste personal. Tanto la adaptación al español como al euskera de la prueba han presentado unas adecuadas propiedades psicométricas con buen ajuste del modelo de tres dimensiones de segundo orden compuestas por las subdimensiones y elevada consistencia interna con coeficientes que han oscilado de .84 a .90 en la versión en español (González et al., 2004) y de .83 a .94 en la versión en euskera (Bernaras et al., 2017).
ProcedimientoEl estudio ha contado con el visto bueno de la Comisión de Ética de la Universidad del País Vasco (UPV/EHU) (expediente M10_2018_185). Siguiendo las directrices de la International Test Commission (2017), se han comprobado los derechos de propiedad intelectual de los cuestionarios y se ha desarrollado el proceso de adaptación lingüística, conceptual y cultural íntegramente en Marruecos siguiendo tres pasos: (1) Adaptación lingüística del instrumento: una traductora marroquí bilingüe y con experiencia en educación ha realizado la primera versión del instrumento en francés y árabe marroquí. Un segundo traductor lo ha validado siguiendo un procedimiento de retrotraducción. Se han evaluado las similitudes y las discrepancias teniendo en cuenta el listado para el control de calidad de la traducción-adaptación de los ítems de Hambleton y Zenisky (2011); (2) Adaptación al contexto cultural: se ha realizado mediante juicio de expertos en un comité multidisciplinar formado por una metodóloga, tres profesores, un director de colegio y una madre. Se ha evaluado la pertinencia del contenido de las pruebas y su comprensibilidad local; y, (3) Análisis de las propiedades métricas: para ello se ha contactado telefónicamente o por correo electrónico con los equipos directivos de los centros y se han concertado citas para una breve reunión en la que se han explicado los objetivos del estudio y el procedimiento a seguir si han mostrado interés en participar. Con los centros que han aceptado participar se han establecido las condiciones de envío del formulario de consentimiento informado a las familias. Una vez que se han obtenido estos formularios, se ha evaluado al alumnado. Los centros han podido elegir en qué idioma utilizar el cuestionario; en España en español o en euskera y en Marruecos, en francés o en árabe. En España el 92% han elegido la aplicación en euskera y el 8% en español; en Marruecos todos han elegido el francés. En los dos países la elección mayoritaria coincide con el idioma vehicular en los centros escolares. Las pruebas se han administrado en grupos, en las aulas habituales, durante el horario escolar y siempre en presencia de algún miembro del equipo de investigación. El alumnado ha necesitado entre 20 y 30 minutos para completar las pruebas.
Análisis de datosEn primer lugar, se ha realizado un análisis para evaluar la presencia y tipo de valores perdidos y atípicos. En segundo lugar, se ha llevado a cabo una extracción aleatoria del 40% de los participantes con el objetivo preliminar de analizar las propiedades psicométricas del cuestionario. En tercer lugar, se ha estudiado la unidimensionalidad de cada una de las 14 subdimensiones primarias mediante análisis factoriales confirmatorios (AFCs) usando como método de estimación el de mínimos cuadrados ponderados robustos con media y varianza ajustada (WLSMV) fiable con muestras pequeñas y válido para ítems dicotómicos, y se ha evaluado su fiabilidad mediante los coeficientes de Kuder-Richardson 20 (KR2o) y omega de McDonald (ω). En cuarto lugar, dado que las subdimensiones han tenido un comportamiento psicométrico adecuado, se han calculado los estadísticos descriptivos para el sumatorio de las puntuaciones en las subdimensiones primarias (% suelo, % techo, media y su intervalo de confianza al 95%, desviación estándar, asimetría, curtosis e índice de homogeneidad). En quinto lugar, se ha analizado la relación entre las subdimensiones del test y su concordancia con el modelo teórico utilizado en su construcción, a través de AFCs (unidimensional -una única puntuación global de desajuste-, bidimensional -escalas clínicas-escalas adaptativas-, y tridimensional -desajuste escolar, clínico y personal-) con el mismo método de estimación, dada su robustez ante la falta de normalidad en la distribución de las puntuaciones en las subdimensiones. La evaluación del ajuste de los modelos a los datos se ha apoyado en el valor de la razón ji-cuadrado/gl (χ2/gl), junto con información aportada por el índice incremental de bondad de ajuste (CFI), la raíz media cuadrática del error de aproximación (RMSEA) y su estandarización (SRMS). Se han considerado aceptables aquellos modelos con valores iguales o menores a 5 en el ratio χ2/gl, iguales o superiores a .95 en CFI e iguales o menores a .08 en RMSEA y SRMS (Hu y Bentler, 1999). Para la elección entre modelos alternativos se ha usado el criterio de información de Akaike (AIC) (cuanto más pequeño, mejor). También se han calculado los coeficientes de fiabilidad de KR2o y ω de cada dimensión, obteniéndose de este modo indicadores de la consistencia interna de las puntuaciones en las dos versiones idiomáticas. El valor mínimo que se ha considerado como bueno ha sido .70 para ambos indicadores.
Finalmente, la descripción de las puntuaciones en el cuestionario basada en la dimensionalidad encontrada y el análisis de las posibles diferencias transculturales se ha hecho en dos pasos. En un primer paso, se ha realizado un análisis de invarianza progresiva de los instrumentos entre los grupos (por sexo, edad y país) teniendo en cuenta su naturaleza asimétrica (Tse et al., 2023). Como criterio de aceptación de los modelos de invarianza métrica, escalar y estricta se ha usado la variación en los índices de ajuste, es decir, el cambio en CFI (CFI1 – CFI2 <.01), en RMSEA (RMSEA2 – RMSEA1 <.015), y en SRMR (SRMR2 – SRMR1 <.030) entre modelos anidados (Cheung y Rensvold, 2002). En un segundo paso, con el 60% de los participantes no incluidos en los análisis de validación, se han calculado las diferencias en las puntuaciones promedio latentes derivadas de los modelos anteriores en función del país, el sexo y la edad. Los tamaños del efecto han sido evaluados mediante el parámetro d de Cohen, partiendo la diferencia de medias latente por la desviación estándar combinada entre países (Hong et al., 2003), según el procedimiento descrito por Hancock (2001). La muestra española se ha establecido como grupo de referencia, por lo que sus valores de medias latentes se han fijado a cero. Los valores inferiores a 0.20 se han considerado pequeños, mientras que los valores más altos que 0.8 se han considerado como grandes (Cohen, 1988). Los análisis se han realizado en el entorno R (R Development Core Team, 2022).
ResultadosProceso de adaptaciónEl proceso de adaptación lingüística se ha desarrollado sin incidencias. La versión en francés puede observarse en el apéndice 1.
Propiedades psicométricas del BASC-3S en España y MarruecosPese a la presencia de valores perdidos, estos no han superado el 8% de los casos en ningún ítem ni subdimensión, tampoco han seguido un patrón definido. Por ello, se ha decidido no utilizar procedimientos de imputación para sustituirlos. Los índices de ajuste al modelo unidimensional y los coeficientes de consistencia interna que se han obtenido (Tabla 2) avalan el adecuado comportamiento psicométrico de las 14 subdimensiones del BASC-S3.
Índices de ajuste al modelo unidimensional de cada una de las 14 subdimensiones del BASC-S3 a la población adolescente española y marroquí
| Subdimensiones | χ2 | gl | χ2/gl | p | CFI | RMSEA (IC90%) | SRMR | KR20 | ω |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| España | |||||||||
| Desajuste Escolar | |||||||||
| Actitud negativa hacia el colegio | 108.45 | 35 | 3.10 | <.001 | .975 | .068 (.054-.083) | .064 | .80 | .82 |
| Actitud negativa hacia los profesores | 30.31 | 27 | 1.12 | .300 | .996 | .017 (.000-.042) | .040 | .76 | .73 |
| Búsqueda de sensaciones | 129.05 | 77 | 1.67 | <.001 | .951 | .039 (.027-.051) | .067 | .72 | .70 |
| Desajuste Clínico | |||||||||
| Ansiedad | 126.10 | 90 | 1.40 | .007 | .990 | .030 (.016-.042) | .045 | .82 | .84 |
| Atipicidad | 147.20 | 104 | 1.41 | .004 | .967 | .030 (.018-.041) | .071 | .75 | .76 |
| Depresión | 49.46 | 77 | 0.64 | .986 | .998 | .001 (.000-.002) | .051 | .81 | .77 |
| Estrés Social | 73.16 | 65 | 1.12 | .228 | .994 | .017 (.000-.034) | .056 | .81 | .82 |
| Locus Control | 142.84 | 77 | 1.85 | <.001 | .951 | .044 (.033-.055) | .064 | .72 | .70 |
| Sentido Incapacidad | 69.10 | 65 | 1.06 | .341 | .994 | .012 (.000-.031) | .047 | .68 | .68 |
| Somatización | 51.27 | 27 | 1.90 | .003 | .976 | .044 (.025-.063) | .071 | .66 | .65 |
| Ajuste Personal | |||||||||
| Autoestima | 36.66 | 20 | 1.83 | .013 | .979 | .043 (.020-.065) | .071 | .84 | .84 |
| Auto-Confianza | 51.18 | 27 | 1.89 | .003 | .964 | .044 (.025-.063) | .075 | .36 | .34 |
| Relaciones Interpersonales | 86.27 | 90 | 0.96 | .592 | .998 | .000 (.000-.023) | .073 | .80 | .80 |
| Relaciones con los Padres | 22.21 | 27 | 0.82 | .727 | .998 | .000 (.000-.028) | .046 | .68 | .67 |
| Marruecos | |||||||||
| Desajuste Escolar | |||||||||
| Actitud negativa hacia el colegio | 64.15 | 35 | 1.83 | .002 | .981 | .053 (.032-.073) | .058 | .80 | .81 |
| Actitud negativa hacia los profesores | 35.31 | 27 | 1.31 | .131 | .978 | .034 (.000-.062) | .048 | .64 | .70 |
| Búsqueda de sensaciones | 99.91 | 77 | 1.30 | .041 | .950 | .032 (.007-.049) | .061 | .53 | .50 |
| Desajuste Clínico | |||||||||
| Ansiedad | 101.98 | 90 | 1.13 | .183 | .990 | .021 (.000-.040) | .050 | .79 | .77 |
| Atipicidad | 136.55 | 104 | 1.31 | .018 | .975 | .034 (.015-.048) | .055 | .78 | .78 |
| Depresión | 58.69 | 77 | 0.76 | .940 | .998 | .000 (.000-.008) | .046 | .82 | .85 |
| Estrés Social | 88.10 | 65 | 1.35 | .030 | .978 | .037 (.012-.055) | .056 | .79 | .78 |
| Locus Control | 93.40 | 77 | 1.21 | .098 | .965 | .029 (.000-.047) | .055 | .65 | .64 |
| Sentido Incapacidad | 56.20 | 65 | 0.86 | .773 | .999 | .000 (.000-.025) | .044 | .70 | .70 |
| Somatización | 58.71 | 27 | 2.17 | <.001 | .954 | .062 (.040-.083) | .071 | .70 | .72 |
| Ajuste Personal | |||||||||
| Autoestima | 14.85 | 20 | 0.74 | .785 | .998 | .000 (.000-.034) | .034 | .80 | .83 |
| Auto-Confianza | 31.55 | 27 | 1.17 | .249 | .962 | .024 (.000-.054) | .054 | .54 | .49 |
| Relaciones Interpersonales | 106.05 | 90 | 1.18 | .119 | .985 | .026 (.000-.045) | .065 | .75 | .80 |
| Relaciones con los Padres | 21.39 | 27 | 0.79 | .768 | .999 | .000 (.000-.032) | .044 | .70 | .69 |
En la Tabla 3 puede observarse la descripción formal de cada una de las subdimensiones que componen el cuestionario final en España y Marruecos. En ambos países los promedios se han situado muy por debajo de la media teórica en todos los aspectos negativos evaluados y por encima en los positivos. Los estadísticos de asimetría y curtosis, junto con la presencia de efecto suelo y techo han informado de una distribución de las puntuaciones con tendencia a acumularse en el polo asintomático. Todos los elementos han mostrado índices de homogeneidad iguales o superiores al mínimo aceptado de 0.30.
Estadísticos descriptivos para cada uno de las 14 subdimensiones de la versión adaptada del BASC-S3 a la población adolescente española y marroquí
| España | Marruecos | |||||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Subdimensiones | %s | %t | M | DT | Asi | Curt | %s | %t | M | DT | Asi | Curt |
| Desajuste Escolar | ||||||||||||
| Actitud negativa hacia el colegio | 16.7 | 1.1 | 3.70 | 2.75 | 0.25 | -1.02 | 9.9 | 2.9 | 3.94 | 2.74 | 0.39 | -0.82 |
| Actitud negativa hacia los profesores | 14.8 | 0.4 | 2.78 | 2.26 | 0.72 | -0.36 | 4.9 | 1.8 | 3.98 | 2.19 | 0.12 | -0.78 |
| Búsqueda de sensaciones | 4.0 | 0.2 | 5.00 | 2.87 | 0.33 | -0.58 | 0.0 | 0.0 | 6.92 | 2.47 | -0.14 | -0.62 |
| Desajuste Clínico | ||||||||||||
| Ansiedad | 4.7 | 0.3 | 6.32 | 3.83 | 0.19 | -0.93 | 1.3 | 1.3 | 7.75 | 3.62 | -0.19 | -0.82 |
| Atipicidad | 14.2 | 0.0 | 3.47 | 2.93 | 1.03 | 0.87 | 1.3 | 0.3 | 7.07 | 3.65 | 0.15 | -0.64 |
| Depresión | 43.2 | 0.0 | 1.40 | 2.05 | 2.40 | 6.77 | 15.1 | 1.0 | 3.96 | 3.47 | 0.97 | 0.27 |
| Estrés Social | 31.6 | 0.2 | 2.14 | 2.52 | 1.49 | 1.91 | 7.0 | 0.5 | 4.54 | 3.11 | 0.49 | -0.55 |
| Locus Control | 16.9 | 0.0 | 2.80 | 2.43 | 1.05 | 0.75 | 0.5 | 0.0 | 5.74 | 2.73 | 0.45 | -0.12 |
| Sentido Incapacidad | 13.3 | 0.0 | 2.88 | 2.35 | 0.90 | 0.12 | 2.9 | 0.0 | 5.20 | 2.88 | 0.18 | -0.79 |
| Somatización | 47.0 | 0.0 | 1.05 | 1.40 | 1.71 | 2.95 | 23.1 | 1.0 | 2.22 | 2.07 | 1.04 | 0.64 |
| Ajuste Personal | ||||||||||||
| Autoestima | 1.3 | 57.4 | 6.79 | 1.93 | -1.77 | 2.40 | 2.6 | 26.5 | 5.54 | 2.36 | -0.76 | -0.55 |
| Auto-Confianza | 0.0 | 19.9 | 7.33 | 1.34 | -0.86 | 0.81 | 0.3 | 4.9 | 5.93 | 1.94 | -0.55 | -0.52 |
| Relaciones Interpersonales | 0.0 | 45.3 | 13.67 | 2.11 | -2.83 | 9.99 | 0.8 | 6.0 | 10.34 | 3.62 | -0.90 | 0.05 |
| Relaciones con los Padres | 0.2 | 47.7 | 7.88 | 1.55 | -1.89 | 4.09 | 0.3 | 27.3 | 6.81 | 2.15 | -0.97 | 0.20 |
% efecto suelo (%s), % efecto techo (%t), media aritmética (M), desviación típica (DT), asimetría (Asi.), curtosis (Curt.)
Cuando se ha puesto a prueba la estructura interna del cuestionario, tanto en España como en Marruecos, el modelo que ha mostrado mejores resultados ha sido el de tres factores correlacionados (frente al unidimensional y el bidimensional) con valores del ratio χ2/gl por debajo de 5, en CFI por encima de .95 y en RMSEA y SRMR inferiores a .08. En cuanto a las relaciones entre factores, en España la asociación ha sido alta negativa entre el ajuste personal y el desajuste clínico, moderada negativa con el desajuste escolar y moderada positiva entre el desajuste escolar y el desajuste clínico. En cambio, en Marruecos, la asociación entre el desajuste escolar y el desajuste clínico ha sido fuerte positiva. Véase la Figura 1 para mayor detalle. En cuanto a la fiabilidad, se ha observado que la consistencia interna ha sido alta en las tres dimensiones en los dos países, superando el valor .70 en todos los coeficientes.
Diferencias entre países en el desajuste clínico, el desajuste escolar y el ajuste personal
En cuanto a las diferencias por subgrupos, el análisis ha comenzado con el estudio preliminar de la invarianza progresiva, siendo el cumplimiento de invarianza escalar el requisito mínimo necesario para poder comparar medias (latentes y observadas). En el caso de España, los índices de ajuste obtenidos (Tabla 4) han permitido aceptar la equivalencia del modelo de medida entre sexos. Agregando restricciones a los coeficientes de regresión, las diferencias entre χ2, RMSEA y SRMR han llevado a aceptar el modelo de invarianza métrica, que ha permitido evaluar la equivalencia entre los valores de los interceptos. Los valores obtenidos han permitido aceptar la invarianza escalar y poner a prueba la invarianza estricta añadiendo restricciones sobre los residuos, que no se ha cumplido. Los análisis en función del tramo edad han permitido concluir el cumplimiento de la invarianza métrica, escalar y estricta. Para Marruecos, los índices de ajuste han permitido aceptar la equivalencia estricta del modelo entre sexos. También se ha constatado la invarianza estricta en función del tramo de edad.
Índices de ajuste de la invarianza factorial del BASC-S3 atendiendo al sexo y edad dentro de cada país y entre países
| Modelo | χ2 | gl | χ2/gl | p | Δχ2;p | CFI | ΔCFI | RMSEA (IC90%) | ΔRMSEA | SRMR | ΔSRMR |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| España | |||||||||||
| Invarianza Sexo | |||||||||||
| Configural | 202.43 | 148 | 1.37 | <.001 | .984 | .046 (.038-.054) | .075 | ||||
| Métrica | 229.14 | 159 | 1.44 | <.001 | 11.14; .431 | .980 | -.004 | .046 (.039-.054) | .000 | .078 | -.003 |
| Escalar | 317.62 | 170 | 1.87 | <.001 | 144.85; <.001 | .978 | -.002 | .051 (.044-.058) | .005 | .083 | .005 |
| Estricta | 337.45 | 184 | 1.83 | <.001 | 27.88; .014 | .957 | -.021 | .060 (.054-.067) | .009 | .093 | .010 |
| Invarianza Grupo Edad | |||||||||||
| Configural | 242.18 | 148 | 1.63 | <.001 | .974 | .052 (.046-.061) | .079 | ||||
| Métrica | 262.75 | 159 | 1.65 | <.001 | 8.63; .656 | .971 | -.003 | .053 (.047-.060) | .001 | .082 | .003 |
| Escalar | 278.91 | 170 | 1.64 | <.001 | 27.59; .003 | .970 | -.001 | .052 (.048-.060) | -.001 | .084 | .002 |
| Estricta | 304.69 | 184 | 1.65 | <.001 | 36.03; .001 | .967 | .004 | .053 (.046-.061) | .001 | .091 | .007 |
| Marruecos | |||||||||||
| Invarianza Sexo | |||||||||||
| Configural | 158.57 | 148 | 1.07 | <.001 | .997 | .020 (.012-.029) | .063 | ||||
| Métrica | 175.61 | 159 | 1.10 | <.001 | 9.11; .611 | .995 | -.002 | .023 (.019-.031) | .003 | .067 | .004 |
| Escalar | 211.60 | 170 | 1.24 | <.001 | 66.07; <.001 | .989 | -.006 | .035 (.024-.048) | .012 | .073 | .007 |
| Estricta | 228.95 | 184 | 1.24 | <.001 | 26.83, .020 | .988 | -.001 | .035 (.025-.050) | .000 | .076 | .004 |
| Invarianza Grupo Edad | |||||||||||
| Configural | 157.57 | 148 | 1.06 | <.001 | .998 | .015 (.007-.026) | .061 | ||||
| Métrica | 182.73 | 159 | 1.15 | <.001 | 17.97; .082 | .993 | -.005 | .027 (.013-.039) | .012 | .068 | .007 |
| Escalar | 188.41 | 170 | 1.11 | <.001 | 1.16; .430 | .995 | .002 | .024 (.021-.032) | -.003 | .069 | .001 |
| Estricta | 205.64 | 184 | 1.12 | <.001 | 26.68; .021 | .994 | -.001 | .025 (.020-.035) | .001 | .073 | .004 |
| España-Marruecos | |||||||||||
| Configural | 324.64 | 148 | 2.19 | <.001 | .975 | .053 (.049-.058) | .065 | ||||
| Métrica | 429.15 | 159 | 2.70 | <.001 | 45.05; .001 | .966 | -.009 | .063 (.059-.068) | .010 | .074 | .009 |
| Escalar parcial | 582.75 | 170 | 3.43 | <.001 | 134.70; .001 | .943 | -.010 | .075 (.700-.084) | -.004 | .084 | -.003 |
| Estricta | 531.78 | 168 | 3.16 | <.001 | --- | .950 | --- | .071 (.072-.086) | --- | .081 | --- |
Los análisis de invarianza entre países han arrojado índices de ajuste que no han hecho posible aceptar la invarianza escalar (Δχ2/=193.24, p<.001, ΔCFI=-.023, ΔRMSEA=.012, ΔSRMR=.010), pero sí la invarianza escalar parcial, que se ha satisfecho tras liberar los interceptos de la subdimensión búsqueda de sensaciones que no ha soportado este nivel de restricciones, permaneciendo las cargas factoriales invariantes. Estos hallazgos han indicado que las comparaciones en función del sexo, el grupo de edad y entre países son factibles (obsérvese la Tabla 5).
Medias latentes en desajuste escolar,desajuste clínico y ajuste personal atendiendo al sexo y edad dentro de cada país y entre países
| España | Marruecos | |||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Sexo | Edad | Total | Sexo | Edad | Total | |||||
| Mujeres | Varones | 11-14 años | 15-19 años | Mujeres | Varones | 11-14 años | 15-19 años | |||
| Desajuste Escolar | ||||||||||
| M | 10.26 | 12.90 | 11.01 | 12.00 | 11.53 | 15.16 | 15.38 | 14.41 | 15.71 | 15.26 |
| SEM | 0.27 | 0.26 | 0.27 | 0.26 | 0.19 | 0.36 | 0.34 | 0.35 | 0.25 | 0.21 |
| Z (p) d | -4.57 (<.001) | -0.47 | 3.32 (.007) | -.017 | -1.08 (.323) | 0.04 | -3.67 (.007) | -0.23 | ||
| Desajuste Clínico | ||||||||||
| M | 21.52 | 19.46 | 21.88 | 19.31 | 20.54 | 40.03 | 33.90 | 36.98 | 37.02 | 37.03 |
| SEM | 0.73 | 0.75 | 0.71 | 0.70 | 0.50 | .80 | 0.80 | 0.87 | 0.70 | 0.52 |
| Z (p) d | 1.98 (.045) | 0.14 | 2.54 (.016) | 0.18 | 3.43 (<.001) | 0.35 | -0.34 (.490) | -0.02 | ||
| Ajuste Personal | ||||||||||
| M | 35.36 | 35.72 | 35.11 | 35.92 | 35.40 | 28.61 | 28.61 | 28.79 | 28.54 | 28.61 |
| SEM | 0.28 | 0.30 | 0.30 | 0.29 | 0.21 | 0.47 | 0.49 | 0.36 | 0.26 | 0.20 |
| Z (p) d | 1.54 (.196) | .07 | 2.17 (.027) | -0.16 | 0.15 (.498) | 0.02 | 0.08 (.368) | 0.03 | ||
Las estimaciones de las medias latentes en las dimensiones globales se muestran en la Tabla 5. Debe tenerse en cuenta que se ha mantenido la subdimensión búsqueda de sensaciones para el cálculo de la media latente en el factor desajuste escolar dado que se ha considerado que dicha variable no afecta de manera significativa a la interpretación general del constructo y el resto de las subdimensiones ofrecen un nivel suficiente de invarianza para permitir comparaciones válidas entre los países. En España se han encontrado diferencias estadísticamente significativas en función del sexo, pero con tamaño del efecto bajo en el desajuste escolar y muy bajo en el desajuste clínico. No se han encontrado diferencias significativas entre mujeres y varones en el ajuste personal. Al tener en cuenta el tramo de edad, se han hallado diferencias significativas, pero con tamaño del efecto muy bajo en el desajuste escolar, el desajuste clínico y el ajuste personal. En Marruecos ha ocurrido algo similar, se han detectado diferencias entre mujeres y varones pero con tamaño del efecto bajo en el desajuste clínico y no hay en el desajuste escolar ni en el ajuste personal. Tampoco se han dado diferencias significativas en función del tramo de edad en el desajuste clínico ni en el ajuste personal pero sí en el desajuste escolar, aunque también con tamaño del efecto bajo.
Como se aprecia en la Tabla 5 y la Figura 2, la comparación entre países ha mostrado puntuaciones más altas en Marruecos que en España en desajuste escolar (ΔM=-3.73, ΔSEM=0.12, Z=-10.89, p<.001, d=-0.66), desajuste clínico(ΔM=-16.49, ΔSEM=0.11, Z=-19.55, p<.001, d=-1.04) y más bajas en ajuste personal (ΔM=6.79, ΔSEM=0.08, Z=19.62, p<.001, d=-1.09) con tamaños del efecto asociados a las diferencias muy altos.
Discusión
El primer paso para una adecuada intervención es garantizar una correcta evaluación en la que se haga uso de instrumentos adaptados cultural y lingüísticamente y con buenas propiedades métricas. Este estudio ha proporcionado evidencias sobre la adecuación del BASC-S3 para su aplicación en España y Marruecos. Concretamente, los resultados han puesto de manifiesto un comportamiento del cuestionario similar al hallado en la versión original (Reynolds y Kamphaus, 1992), mostrando un óptimo ajuste al modelo de tres dimensiones globales relacionadas y elevada consistencia interna tanto de las dimensiones como de las subdimensiones. Si bien una subdimensión en España (confianza en sí mismo) y dos en Marruecos (búsqueda de sensaciones y confianza en sí mismo) han mostrado fiabilidad más baja, de forma similar a lo hallado en la adaptación en español (González et al., 2004) y en la adaptación en euskera del BASC-S2 (Jaureguizar et al., 2012) y del BASC-S3 (Bernaras et al., 2017), se ha confirmado la primera hipótesis planteada en el estudio.
Dotar a la comunidad marroquí de una herramienta válida, fiable y culturalmente apropiada para detectar y evaluar el ajuste psicosocial y escolar contribuye a paliar la escasez de herramientas validadas a la población adolescente en este país (El-Ammari et al., 2023) y a aumentar la proyección transcultural del BASC-S3, un instrumento que cumple con la recomendación de recoger información directa de los propios menores (Thapa-Bajgain et al., 2023) y que, a diferencia de otros instrumentos, ofrece una perspectiva equilibrada de los atributos del adolescente dado que tiene en cuenta aspectos tanto negativos como adaptativos. Contar con el BASC-S3, tanto en España como en Marruecos, puede ayudar a las instituciones educativas a identificar a los y las estudiantes que están en riesgo de desajuste académico o personal, posibilitando la implementación de programas de intervención más personalizados. Además, las escuelas pueden evaluar la efectividad de sus políticas de apoyo emocional y académico basándose en los resultados del cuestionario. Para las instituciones políticas y sanitarias, puede ser una herramienta valiosa para recoger datos a gran escala sobre la salud mental y el bienestar de los y las adolescentes. Esto puede ayudar a formular políticas públicas centradas en promover el bienestar psicológico y educativo, mediante la creación de programas específicos.
En segundo lugar, se ha constatado la invarianza de medida, lo que ha permitido asumir la similitud en la atribución de significados entre sexos, tramos de edad y países, confirmando la segunda hipótesis. Descartar estos sesgos (Putnick y Bornstein, 2016) ha posibilitado llevar a cabo las comparaciones necesarias para alcanzar el objetivo principal, conocer las similitudes y diferencias entre España y Marruecos. En relación a esta cuestión, tanto en España como en Marruecos, las puntuaciones promedio obtenidas en las dimensiones evaluadas, han indicado que los adolescentes han presentado un adecuado ajuste en las esferas escolar, clínica y personal. En cuanto a las diferencias de sexo, aunque se han encontrado puntuaciones más altas en desajuste clínico y más bajas en ajuste personal entre las mujeres, la magnitud de las diferencias ha sido pequeña en los dos países. En el caso del desajuste escolar, ha ocurrido algo similar, ya que se han encontrado puntuaciones más altas entre los varones, pero el tamaño del efecto asociado a las diferencias ha sido pequeño en España y en Marruecos. Esta ausencia de diferencias importantes entre varones y mujeres va en la línea de lo señalado por Bernaras et al. (2017) y Mancinelli et al. (2021), aportando mayor evidencia a la hipótesis de la similitud entre sexos, defendida por Hyde (2005). En cuanto a las diferencias en función de la edad, en ambos países se ha encontrado que únicamente existen diferencias en las puntuaciones obtenidas en la adolescencia temprana y la media-tardía en el caso del desajuste escolar, pero con tamaño del efecto pequeño, en la línea de lo hallado por Jaureguizar y colaboradores (2015), resultados que contradicen parcialmente la tercera hipótesis planteada.
En la comparación entre países, se han encontrado diferencias de gran magnitud, mostrando puntuaciones más altas en desajuste clínico y escolar y menores en ajuste personal en Marruecos que en España. Estas diferencias confirman la cuarta hipótesis y van en la dirección de las encontradas en los estudios de Chahed (2010) con adolescentes argelinos y de Petot et al. (2008) con tunecinos. Ahora bien, estos resultados no son directamente comparables puesto que se realizaron con la información reportada por los progenitores en el CBCL. Las diferencias entre países podrían estar influenciadas por una variedad de factores, incluyendo aspectos culturales de concepción de la salud mental, y de acceso a la atención médica y psicológica (Gautam et al., 2019). España podría tener una mayor conciencia pública sobre los trastornos mentales, así como un sistema de atención médico y socioeducativo más desarrollado en esta línea con programas de intervención más específicos destinados a la promoción del bienestar emocional de los adolescentes. Una de las principales medidas es la Ley de Protección Integral a la Infancia y la Adolescencia, aprobada en 2021, que promueve protocolos de prevención del suicidio, formación especializada para el profesorado y la creación de la figura de “coordinador del bienestar.” Estos coordinadores supervisan la aplicación de estrategias para reducir el acoso escolar, mejorar la convivencia y prestar apoyo emocional en las instituciones educativas. Además, se han propuesto roles como el “alumno/a ayudante,” donde estudiantes seleccionados reciben formación para identificar y apoyar a compañeros en riesgo. Sin embargo, en Marruecos, aunque se llevan a cabo algunos programas de bienestar en las escuelas que incluyen iniciativas en colaboración con organizaciones locales e internacionales para promover habilidades de regulación emocional y reducir el abandono escolar, a diferencia de España, las políticas de intervención están menos estructuradas a nivel nacional. Sin embargo, por el momento se carece de datos que respalden estas hipótesis, por lo que deben ser acogidas con cautela y puestas a prueba en futuros estudios.
Estos resultados sugieren que factores culturales y contextuales tienen mayor impacto en el ajuste escolar, clínico y personal que el sexo o la edad en sí mismos. Futuros estudios deberían ahondar en esta cuestión, ya que las diferencias entre sexos conllevan importantes estereotipos sociales y culturales que se trasladan a la práctica clínica y educativa, cuando en realidad estas diferencias parecen no darse por igual en todos los contextos culturales. Conocer las características particulares de los y las adolescentes en diferentes culturas, posibilita diseñar programas de intervención más inclusivos que consideren las necesidades específicas de cada grupo. Esto es particularmente importante en el caso de adolescentes migrantes, quienes suelen enfrentarse a retos adicionales. Al ser la población migrante marroquí la más numerosa en las aulas españolas, contar con un cuestionario estandarizado que permite comparar la experiencia de los jóvenes tanto en el país de origen como en el país receptor, puede proporcionar información clave para la creación de programas de apoyo que favorezcan su integración social y académica, además de eliminar las barreras idiomáticas con las que suelen encontrarse en las primeras fases.
Ahora bien, hay que tener en cuenta que la elección de los baremos adecuados para la evaluación psicosocial de la población migrante es un aspecto crucial que influye directamente en la precisión de las evaluaciones y la equidad en el acceso a la atención psicológica. Si se emplean baremos de Marruecos, la ventaja es que éstos están diseñados para reflejar las normas culturales y los patrones de comportamiento esperados dentro de ese contexto. Esto podría ser beneficioso para aquellos adolescentes marroquíes recién llegados o que mantienen fuertes vínculos culturales con su país de origen. Los baremos marroquíes permiten una evaluación más ajustada a las expectativas y comportamientos propios de la cultura de origen, evitando la interpretación errónea de ciertos comportamientos como disfuncionales cuando en realidad pueden ser normativos dentro de su cultura. En este caso, se facilitaría una evaluación más comprensiva y menos sesgada hacia el contexto español.
Sin embargo, el uso exclusivo de baremos marroquíes puede no captar completamente la realidad de los adolescentes que han nacido o crecido en España y que están expuestos a un proceso de aculturación. En estos casos, es probable que las experiencias culturales de los jóvenes marroquíes en España difieran significativamente de las de sus homólogos en Marruecos, lo que haría que los baremos basados en la población marroquí pierdan precisión al evaluar su ajuste psicosocial en un contexto multicultural como el español. Dado que la población escolarizada marroquí en España es heterogénea (población extranjera, nacionalizada o con nacionalidad española), una solución podría ser desarrollar baremos mixtos o adaptados. Éstos incluirían una muestra que contemple tanto a adolescentes nativos españoles como a adolescentes de origen marroquí y de otras culturas, reflejando así la diversidad cultural del contexto escolar. Todo ello permitiría una evaluación más precisa y útil para cada subgrupo de estudiantes, adaptada a su realidad socio-cultural, que integre los matices de la aculturación y su proceso de integración en el país. Ahora bien, a día de hoy no existen, por lo que sería conveniente seguir trabajando en esta dirección.
LimitacionesLa principal limitación ha sido la posible falta de representatividad de la muestra derivada del muestreo incidental, lo que ha comprometido la generalizabilidad de los resultados. Además, en Marruecos únicamente se han incluido centros escolares privados, dado que la inclusión de centros públicos a los que acude alumnado procedente de zonas rurales y de entornos socioeconómicos bajos habría dado lugar a incomparabilidad entre países debido a las importantes diferencias académicas y educativas presentes en estos estratos sociales en Marruecos (con un alto porcentaje de analfabetismo, tasas de abandono escolar, dificultades de acceso a los recursos académicos, etc.), que no son tan frecuentes en España. Una cuestión adicional a tener en cuenta son las posibles diferencias entre las muestras en otros aspectos que pueden ser importantes y que no han sido medidos (edad y nivel de estudios de los progenitores, situación laboral, etc.), lo que puede afectar a su comparabilidad. Además, la escala confianza en sí mismo en España, y las de búsqueda de sensaciones y confianza en sí mismo en Marruecos, deben estudiarse con mayor detalle en futuras investigaciones dada su menor consistencia y la falta de invarianza escalar entre países en la subdimensión búsqueda de sensaciones. Tampoco se ha investigado el ajuste de los modelos factoriales en adolescentes de población clínica diagnosticados de alguno de los trastornos más prevalentes en este periodo contemplados en el DSM-5, ni en adolescentes marroquíes residentes en España para comparar a los tres grupos, cuestiones que pueden ser muy interesantes.
ConclusionesLa promoción del ajuste psicosocial y educativo durante la adolescencia requiere un enfoque multidisciplinario que integre la investigación, la intervención clínica, la educación y la acción social, con el objetivo de generar conocimiento y promover el cambio positivo en ambos contextos culturales. Pese a que los problemas psicológicos durante la adolescencia son universales, las diferencias encontradas en este estudio alertan de la necesidad de tener en cuenta la idiosincrasia de cada cultura de cara al desarrollo de herramientas de evaluación e intervención más específicas con la finalidad de aumentar su efectividad (Casares et al., 2024). Además, el intercambio de conocimientos entre diferentes culturas puede enriquecer las prácticas existentes y abrir nuevas vías para abordar los desafíos en la promoción de la salud mental de los jóvenes.
Finalmente, la evaluación precisa, objetiva y replicable no sólo tiene ventajas en la práctica clínica o educativa, sino que también es esencial para una investigación exitosa. Comprender, sintetizar e interpretar los resultados de investigaciones en poblaciones diversas sólo es posible si existen instrumentos de evaluación que puedan utilizarse de forma fiable y válidamente en múltiples grupos culturales y étnicos. La escasez de dichos instrumentos ha limitado los estudios transculturales, en particular, la contribución de la investigación psicoeducativa con niños y adolescentes árabes a la comunidad investigadora internacional.
Declaración de contribución de autoría CRediTPaola Bully: conceptualización, metodología, investigación, creación de recursos, análisis formal, software y redacción del borrador original.
Joana Jaureguizar y Elena Bernaras: conceptualización, investigación, creación de recursos, revisión y edición del manuscrito.
