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Introducción
El suicidio es un acto de violencia autodirigida que tiene como propósito la propia muerte (Kim et al., 2019). Es así que el riesgo suicida (RS) se define como una conducta autodestructiva que surge, en consecuencia, de la interrelación de diversos factores sociales, personales y familiares, que intensifican la probabilidad que el individuo intente deliberadamente terminar con su vida (Koppmann, 2020). Por ello, representa una severa problemática en la salud mental, siendo estimada como una de las razones más frecuentes de decesos en el mundo (Roca et al., 2019). Según la Organización Mundial de la Salud, por año mueren 703 000 personas, precisando que, de cada 100 muertes, una es por suicidio (Organización Mundial de la Salud ENT#091;OMSENT#093;, 2021).
En ese sentido, la ideación, planificación, autolesión e intento son los principales precedentes de muerte por suicidio (Sarfo et al., 2023; Sehlo et al., 2021; Wu et al., 2021). La relevancia del riesgo suicida se basa en la magnitud de la gravedad del caso: gravedad baja, se vincula con presentar pensamientos suicidas, y alta gravedad, involucra ideación, plan e intento de suicidio (Wang et al., 2014). Complementariamente, los métodos más usados para cometer suicidio son los siguientes: el uso de arma de fuego (Baños-Chaparro, 2021), el ahorcamiento (Baños-Chaparro, 2022), las lesiones y el envenenamiento con sustancias (Gunnell et al., 2020).
Por otra parte, el contexto universitario es un periodo de transición crítico para gran parte de los estudiantes debido al estrés generado para adaptarse al entorno académico, formar nuevas redes sociales de apoyo y hacer frente a las exigencias académicas, lo cual tiene un impacto significativo en la salud mental (Liao et al., 2022) y provoca un incremento en los índices de suicidio (Dessauvagie et al., 2022) e ideación suicida (Ha et al., 2020; Soriano-Sánchez & Jiménez-Vázquez, 2022). Asimismo, los universitarios que experimentan angustia psicológica (Sekhar et al., 2021), perciben un apoyo social negativo (Otzen et al., 2020), tienen baja autoestima (Gómez et al., 2019) o carecen de claridad en cuanto al sentido de vida (Quiceno-Manosalva et al., 2020); presentan una mayor predisposición a conductas suicidas (Owusu-Ansah et al., 2020), lo que pone en riesgo la seguridad y permanencia del estudiante (Zhang et al., 2017).
La prevalencia de RS en universitarios varía según el entorno. A nivel internacional, en un estudio de 350 universitarios españoles se halló que el 16.3% presenta conductas suicidas. De este mismo número, el 33.7% ha considerado al menos una vez suicidarse y el 12.3% planificó cómo hacerlo y ha pensado en reiteradas ocasiones quitarse la vida (Gómez-Romero et al., 2020). A nivel de Latinoamérica, en una investigación de 559 universitarios chilenos se reportó que el 9.5% viven solos y el 54.6% han estado expuestos a situaciones estresantes en los últimos 12 meses; además, se evidenció un nivel moderado (19.1%) y alto de riesgo suicida (6.1%) (Kubos et al., 2020). A nivel nacional, en el Perú se precisa que el 71.5% de jóvenes de 15 a 34 años han atentado al menos una vez contra su vida (Ministerio de Salud ENT#091;MINSAENT#093;, 2022). A nivel local, se precisó que, de una muestra de 134 estudiantes limeños, el 32.1% presentó riesgo suicida; de este mismo grupo, el 22.9% eran mujeres y el 9.2% eran hombres, a su vez, las mujeres evidenciaron mayor ideación (24.2%) e intento suicida (14.4%) (Sindeev et al., 2020).
Según la teoría interpersonal psicológica del suicidio propuesta por Joiner (2005), el comportamiento suicida se origina del deseo de morir y la capacidad suicida. Además, deben existir dos factores de riesgo proximales para que una persona considere el suicidio: la pertenencia frustrada (no sentir una conexión social) y la percepción de carga (sentir y percibir que uno es una carga y causa agobio para los demás) (Chu et al., 2017; Van Orden et al., 2010). Con respecto a la capacidad adquirida de suicidio, hace referencia a desarrollar la capacidad para cometer el suicidio, debido a la habituación a vivencias dolorosas y traumas a los que se ha visto expuesto el individuo (Joiner et al., 2009).
En relación con el apoyo social percibido (ASP), se conceptualiza como la disponibilidad de recursos y conexiones sociales que presenta una persona (Scoglio et al., 2023); además, se caracteriza por el apoyo emocional (cuidado e intimidad), informativo (orientación) e instrumental (ayuda directa y servicios) que proviene de fuentes significativas (familia o amigos) y le brindan seguridad al individuo (Scardera et al., 2020). De igual manera, permite mitigar los efectos negativos de las situaciones adversas, potencia los recursos de afrontamiento (Zhao & Wang, 2023) y tiende a relacionarse con el bienestar psicológico (Zarate et al., 2022). Por otro lado, es considerado un factor resiliente ante las conductas suicidas, puesto que el contar con un sistema de apoyo social bien estructurado permite moderar las ideas e intentos suicidas (Mateo-Rodríguez et al., 2019). En el ámbito académico, el apoyo de fuentes significativas desempeña un papel crucial para afrontar situaciones adversas: contribuye a la adaptación, promueve el bienestar (Poots & Cassidy, 2020), influye positivamente en la autoestima (Li et al., 2020), proporciona un sentido de afiliación, y fomenta mejores relaciones interpersonales (Li et al., 2018), así como un autoconcepto positivo (Xu et al., 2019).
La teoría del efecto amortiguador fue propuesta por Cohen y Wills (1985), quienes plantean que el apoyo social resguarda al individuo de los efectos dañinos de los factores o eventos estresantes (Goins et al., 2022), ya que modera significativamente la reacción de la persona ante la exposición de estímulos estresantes (Deegan & Dunne, 2022). Igualmente, el apoyo de diversas fuentes y la satisfacción que se percibe del soporte brindado (Pasek & Suchocka, 2022) tienen un efecto positivo en la salud (Roy et al., 2020), debido a que rectifican cualquier conducta desadaptativa que se genera a causa del estrés (Arnot et al., 2021).
Referente al sentido de vida (SV), este se relaciona con una vida más plena (Frankl, 1994), debido a que fomenta tener una perspectiva positiva de la vida y disminuye la ideación suicida (Costanza et al., 2020; Kang et al., 2017). También, percibir un claro sentido de vida funciona como una fuerza motivacional interna que permite que la persona se enfoque en el futuro, en el que se centra en lo positivo y no se limita ante las situaciones negativas (Lutzman & Sommerfeld, 2023). Por el contrario, la ausencia de sentido puede desencadenar en una neurosis noógena, que conlleva a percibir la vida como incoherente, se evidencia una sensación de vacío y sentimiento de inferioridad (Frankl, 2003; Marco et al., 2021).
Adicionalmente, se empleó el modelo teórico de logoterapia propuesto por Frankl (1994), que facilita la intervención en el problema al brindar soporte al individuo para que pueda valorar su existencia, aliviar su angustia y alcanzar un propósito de vida que le brinde motivación (Frankl, 1988). Asimismo, existen tres principios de la logoterapia: la voluntad de sentido, la cual hace alusión al anhelo de descubrir un propósito en la vida, este puede surgir en situaciones adversas a través de la motivación (Bahar et al., 2021); el sentido de vida, el cual hace referencia a la percepción existente de la vida en cualquier circunstancia que se presente, así sea cuando se encuentre en una situación de penuria o felicidad (Chan, 2023); y la libertad de voluntad, la cual hace mención a la libertad para conocer el significado mediante las decisiones y situaciones que se atraviesa (Frankl, 2008; Thir & Batthyány, 2016).
Se han realizado algunas investigaciones sobre las variables asociadas al RS. Chu et al. (2021) indagaron sobre el mecanismo de protección que desempeña el apoyo social y los sucesos vitales de riesgo que conllevaron a considerar el suicidio. La muestra estuvo conformada por 3972 estudiantes chinos, entre 17 a 23 años. Con respecto a los resultados, se evidenció que la relación entre el apoyo social y la aceptabilidad del suicidio era negativa (p < .01); además, la relación entre el apoyo objetivo y la aceptabilidad del suicidio era de un tamaño pequeño (r = -.055; p < .01). Se concluyó que el ASP disminuye de manera eficaz el RS a través de la reducción de síntomas ansiosos y depresivos en universitarios chinos.
Por su parte, Moller et al. (2021) investigaron la asociación entre las dimensiones del ASP y la ideación suicida en jóvenes con trastorno depresivo mayor. Participaron 283 australianos, de 15 a 25 años. Con relación a los resultados, se verificó que el apoyo por parte de la familia se correlaciona de manera inversa con la ideación suicida (β = -.15; p < .05), con una varianza del 2%. En síntesis, el apoyo de amigos y personas significativas no evidencian una correlación significativa con la ideación suicida; sin embargo, el apoyo de la familia evidencia una relación negativa con la ideación suicida.
Otros estudios, como el realizado por Otzen et al. (2020), determinaron la asociación entre el ASP, el RS y la presencia de enfermedades crónicas no transmisibles en universitarios. En cuanto a la muestra, se distribuyó en dos grupos de 41 estudiantes, respectivamente. En los hallazgos, se evidenció que el ASP y el RS evidencian una correlación inversa al margen de la presencia de enfermedades crónicas no transmisibles (r = -.325; p < .01). En síntesis, se probó la asociación indirecta entre el RS y el ASP.
Por otra parte, Landa-Blanco et al. (2022) buscaron determinar los factores psicológicos asociados al RS en universitarios. Respecto a la muestra, participaron 1696 estudiantes universitarios hondureños. En los hallazgos, se determinó que la presencia (r = -.48) y la búsqueda (r = -.13) de sentido de vida se relacionan negativa y significativamente con el RS (p<.001). En conclusión, el SV contribuye como un factor protector contra las conductas suicidas.
Igualmente, Lew et al. (2020) analizaron el vínculo entre las puntuaciones de presencia (CSV-P) y la búsqueda de sentido de vida (CSV-B), en la cual participaron 1368 mujeres y 706 hombres universitarios (M = 19.79; DE = 1.39). En los resultados, se evidenció que la CSV-P y la CSV-B actúan como mediadores de la orientación y conductas suicidas. En síntesis, el SV contribuye como un factor protector contra las conductas suicidas.
En este sentido, la percepción de falta de apoyo social y la carencia de un propósito de vida, tienden a aumentar el riesgo suicida (Mendes et al., 2021); no obstante, la presencia de sentido de vida le brinda al individuo mejor capacidad de afrontamiento ante situaciones que pueden generar estrés, traumas y crisis psicológicas (Kalashnikova et al., 2022). De igual forma, Mitchell et al. (2021) destacaron que el apoyo social por parte de la familia, amigos y conocidos contribuyen en la reducción de las conductas suicidas, moderando el estado de ánimo depresivo.
Por lo tanto, dado que no se ha elaborado un modelo explicativo de RS similar y que la mayoría de los estudios abordan a la población general, es importante destacar que hay escasos estudios explicativos en la población universitaria. Por ello, es crucial contar con un estudio que permita una intervención psicoeducativa más efectiva mediante la ejecución de programas de promoción y prevención sobre las variables. Además, este estudio servirá como antecedente para nuevas investigaciones con el propósito de reducir el riesgo suicida en estudiantes universitarios (Soto et al., 2020). En tal sentido, el presente estudio tiene como objetivo analizar la capacidad explicativa del apoyo social percibido y el sentido de vida sobre el riesgo suicida en estudiantes universitarios. Además, se formularon como objetivos específicos: 1) establecer la relación entre el apoyo social percibido y sus dimensiones respecto al riesgo suicida; y 2) establecer la relación entre el sentido de vida y sus dimensiones respecto al riesgo suicida.
Método
Diseño
Este estudio presenta un diseño explicativo, ya que tiene como propósito demostrar las relaciones entre un grupo de variables, tal cual corresponde a la teoría subyacente (Ato & Vallejo, 2015).
Participantes
Inicialmente, 470 estudiantes respondieron la encuesta; sin embargo, se excluyeron 55 alumnos debido a patrones de respuestas lineales. Por lo tanto, la muestra final estuvo compuesta por 415 estudiantes universitarios de Lima Metropolitana, distribuidos de la siguiente manera: 9.2% de Lima Centro, 65.8% de Lima Norte, 12% de Lima Sur, 5.3% de Lima Este y 7.7% del Callao. Del total, 156 eran hombres (37.6%) y 259 mujeres (62.4%), con edades comprendidas entre los 18 y 57 años (M = 23.07; DE = 5.46). Se utilizó un muestreo no probabilístico por conveniencia, seleccionando a los participantes disponibles para el investigador (Ñaupas et al., 2013).
Instrumentos
Escala multidimensional de apoyo social percibido (MSPSS). Elaborada originalmente por Zimet et al. (1988), posteriormente, fue traducida y adaptada del inglés al español por Arechabala y Miranda (2002). Este instrumento mide la percepción del apoyo social de fuentes específicas. Asimismo, cuenta con 12 ítems distribuidos en 3 dimensiones: familia, amigos y otros significativos, los cuales son evaluados por una escala ordinal tipo Likert y con cuatro niveles de respuesta desde 1 = casi nunca hasta 4 = siempre o casi siempre. Se evaluó la bondad de ajuste del modelo a través de un análisis factorial confirmatorio (AFC), obteniéndose los siguientes índices: CFI = .974; TLI = .967; RMSEA = .102 (90% IC = .090 - .114); y SRMR = .049 (Kline, 2023). Igualmente, se evidenció la confiabilidad mediante el coeficiente de omega para la prueba (α =.95) y sus dimensiones: familia (α = .83), amigos (α = .89) y otros significativos (α = .85).
Cuestionario de sentido de vida (CSV). Elaborado originalmente por Steger et al. (2006) en la versión en inglés. Este instrumento evalúa la presencia y búsqueda de sentido de vida que posee la persona, está conformado por 10 ítems que se divide en dos dimensiones: presencia de sentido (SVP) y búsqueda de sentido (SV-B). La escala de respuesta es ordinal con formato tipo Likert, con opciones de respuesta del 1 al 7. Se verificó el ajuste del modelo mediante el AFC, obteniendo los siguientes índices: CFI = .985; TLI = .980; SRMR = .051; RMSEA = .090 (90% IC = .076 - .106) (Kline, 2023). Además, se halló evidencias de confiabilidad con el método de consistencia interna para el cuestionario con el coeficiente omega (α = .94), presencia (α = .91) y búsqueda (α = .86).
Escala de suicidalidad deOkasha (EOS). Elaborada originalmente por Okasha et al. (1981) en la versión en inglés, posteriormente, fue adaptada al español por Salvo et al. (2009). Este instrumento mide la ideación e intento suicida. A su vez, está conformada por 8 ítems que están distribuidos en dos dimensiones: ideación e intento suicida. La escala de respuesta es ordinal de tipo Likert, con opciones de respuesta del 0 al 4. El ajuste del modelo fue examinado a través de un AFC, con resultados satisfactorios: CFI = .99; TLI = .99; SRMR = .017; RMSEA = .081 (90% IC = .062 - .102) (Kline, 2023). A su vez, se halló evidencias de confiabilidad con el método de consistencia interna para la escala con el coeficiente omega (α = .97), ideación (α = .93) e intento suicida (α = .96).
Escala de veracidad/distorsión. Permite conocer el grado de honestidad de la persona al momento de ser evaluada con la prueba. Está conformada por 5 ítems con opción de respuesta tipo dicotómica. Los participantes que puntúan 5 son descartados, pues se presume que no son sinceros con las respuestas.
Procedimiento
Primero, se realizó una prueba piloto virtual con la participación de 151 personas para evaluar la comprensibilidad inicial de los ítems. Posteriormente, se creó un nuevo formulario en Google Forms que comenzaba con la presentación del objetivo principal del estudio. Se solicitó la participación voluntaria y se garantizó la confidencialidad de los datos, tal como se especificó en el consentimiento informado adjunto. Además, se incluyó una sección para recopilar datos sociodemográficos, como la edad, el sexo y la ubicación geográfica, junto con instrucciones detalladas sobre el uso de cada instrumento. El formulario se difundió en diversas redes sociales, como WhatsApp, Facebook e Instagram, durante el periodo del 5 al 25 de mayo de 2023. Una vez concluida la recolección de datos, la información se descargó en una hoja de cálculo de Microsoft Excel y se procedió a depurarla, excluyendo a los 55 participantes mencionados anteriormente. Por último, los datos se exportaron a los programas estadísticos SPSS 28.0 y AMOS 26.0 para su análisis.
Análisis de datos
En primer lugar, se utilizó la prueba de normalidad de Shapiro-Wilk (S-W) para examinar las características distribucionales de los datos (Ghasemi & Zahediasl, 2012).
En segundo lugar, se usó el coeficiente de correlación de rangos de Rho de Spearman que se puntúa desde -1 hasta +1, para la correlación entre las variables (Roy-García et al., 2019), y con una significancia < .05 para considerar que la correlación es estadísticamente significativa. Asimismo, para evaluar el tamaño del efecto (r2), se aplicaron los criterios de Cohen (1988): pequeño = .10, mediano = .30 y grande = .50.
Por último, se evaluó el modelo hipotetizado a través del programa AMOS 26 y se aplicaron ecuaciones estructurales (CB-SEM), dado que se detallan las relaciones hipotéticas entre las variables (Medrano & Muñoz-Navarro, 2017) y se estima el efecto (Ortiz & Fernández-Pera, 2018) para generar el modelo explicativo del riesgo suicida mediante las dimensiones de las variables ASP y SV. Asimismo, se utilizó el método de máxima verosimilitud y se tomó en cuenta los siguientes índices de bondad de ajuste: CMIN < 3; CFI ≥ .90; TLI ≥ .90; SRMR ≤ .05; y RMSEA ≤ .06 (Escobedo et al., 2016; Kline, 2023; Martínez et al., 2012).
Resultados
Análisis inferencial
En primer lugar, se realizó un análisis de la distribución de los datos que reveló que, en las tres variables y sus dimensiones, el valor p < .05. Esto indica que los datos no siguen una distribución normal (Dominguez-Lara, 2018) (ver Tabla 1).
Modelo de regresión estructural
En segundo lugar, se analizó la capacidad explicativa de las dimensiones del ASP y el SV respecto al RS. En cuanto al ASP, se evidenció una relación inversa de sus dimensiones familia (-.38; p < .05) y amigos (-.19; p < .05); sin embargo, otros significativos (.10; p = .38) no presentaron una relación significativa. De igual manera, en cuanto al SV, se observó una relación indirecta con la dimensión presencia (-.21; p < .05); no obstante, la búsqueda (-.07; p = .13) no mostró una relación significativa sobre el RS. Adicionalmente, se pudo verificar una correlación múltiple al cuadrado (R2 = .30) con un efecto grande (Cohen, 1992). La capacidad explicativa del modelo de RS es del 30%, esto quiere decir, que el apoyo de la familia y los amigos, más la presencia de sentido vital, reducen el 30% el RS en estudiantes universitarios (ver Figura 1).
Dado que, en este primer análisis la dimensión de otros significativos y la dimensión búsqueda de sentido resultaron no estadísticamente significativas, se optó por analizar un modelo reespecificado, en el que se excluyeron ambas dimensiones. Con respecto al ASP, se mostró una relación inversa de sus dimensiones familia (-.33; p < .05) y amigos (-.13; p < .05). Del mismo modo, referente al SV, se confirmó una relación indirecta con la dimensión presencia (-.18; p < .05) sobre el RS. Por tanto, estos resultados corroboran que las dimensiones familia y amigos de ASP y presencia de sentido de SV, consideradas como variables exógenas, muestran una relación inversa y significativa con el RS. Adicionalmente, se pudo verificar una correlación múltiple al cuadrado (R2 = .29) con un efecto grande (Cohen, 1992) (ver Figura 2).
Complementariamente, se pudo evidenciar que los índices de bondad de ajuste de los modelos son adecuados. En relación con el modelo estructural inicial, los datos son los siguientes: χ²/gl = 2.531 (< 5); CFI = .942 (≥ . 90); TLI = .932 (≥ .90); SRMR = .045; RMSEA = .061 (≤ . 08), al igual que la correlación múltiple al cuadrado (R2 = .30), lo que determina la calidad del modelo. Respecto al modelo reespecificado, los datos son los siguientes: χ²/gl = 3.417; CFI = .95; TLI = .937; SRMR = .040; RMSEA = .076, al igual que la correlación múltiple al cuadrado (R2 = .29) (ver Tabla 2).
Tabla 2 Índice de ajuste del modelo estructural de RS
| Índices de ajuste | X2 | valor p | gl | CMIN | CFI | TLI | RMSEA | SRMR | R2 |
| Modelo inicial | 546.758 | p< .000 | 216 | 2.531 | .942 | .932 | .061 | .045 | .30 |
| Modelo reespecificado | 246.042 | p< .000 | 72 | 3.417 | .95 | .937 | .076 | .040 | .29 |
Nota: X 2= chi-cuadrado; gl = grados de libertad; CFI = índice de ajuste comparativo; TLI = índice de Tucker-Lewis; RMSEA = errorcuadrático medio de aproximación; SRMR = residuo estandarizado cuadrático medio; R2= correlación múltiple al cuadrado.
Correlación entre variables
En tercer lugar, se estableció la relación entre el ASP respecto al RS. De manera que se pudo evidenciar una relación inversa y significativa, y con un tamaño del efecto pequeño (r = -.426; p < .05; r2 = .18).
Igualmente, se encontró una relación inversa y significativa, y con un tamaño del efecto pequeño entre las dimensiones: familia (r = -.426; p < .05; r2 = .18), amigos (r = -.300; p < .05; r2 = .09) y otros significativos (r = -.344; p < .05; r2 = .12), respectivamente (ver Tabla 3).
Tabla 3 Relación entre el ASP y sus dimensiones respecto al RS (n=415)
Nota: La correlación es significativa en el nivel p < .001 (bilateral)
Por último, se estableció la relación entre el SV y el RS. Por lo que se pudo observar una relación inversa pequeña y significativa (r = -.267; p < .05; r2 = .07). Además, se encontró una relación inversa y significativa con respecto a la dimensión presencia de sentido y con un tamaño del efecto pequeño (r = -.372; p < .05; r2 = .14); no obstante, se evidencia una relación inversa, pero no significativa, con la dimensión de búsqueda de sentido (r = -.078; p = .113; r2 = .006) (ver Tabla 4).
Discusión
A nivel mundial, el suicidio es considerado uno de los principales motivos de decesos en jóvenes, específicamente, los estudiantes universitarios tienden a estar expuestos al riesgo suicida. Al analizar a profundidad, esto se debe a los diversos factores estresantes que atraviesan en la transición al contexto universitario como el aumento de exigencias académicas, las obligaciones económicas y la separación del soporte social primario (familia) (Hirsch et al., 2021). Aunque hay estudios que respaldan la idea de que la mayoría de los universitarios se encuentran en el grupo de edad con el índice de suicidio más alto, como los participantes de este estudio (M = 23.07; DE = 5.46), siempre es conveniente explicitar algunos de los factores personales, familiares y contextuales, tanto sociales como comunitarios, que podrían contribuir a explicar esta situación (Soto et al., 2020). A partir de ello, la presente investigación tuvo como objetivo analizar la capacidad explicativa del ASP y el SV sobre el RS en estudiantes universitarios limeños.
Referente a la regresión estructural, las dimensiones familia (-.38) y amigos (-.19) de la variable ASP y la dimensión presencia de sentido de la variable SV (-.21) explican la variabilidad del RS en universitarios. Cabe precisar que este modelo evidencia una relación negativa y significativa, con un efecto grande (R2 = .30) (Cohen, 1992). En otras palabras, la capacidad explicativa del modelo del RS es del 30%. Con respecto a lo argumentado, Lew et al. (2020) mencionan que el SV es la principal fuerza motivadora para las personas; además, tener metas y propósitos claros, va a permitir que el estudiante pueda afrontar la frustración y canalizar sus emociones negativas, con el objetivo de reducir la probabilidad de suicidio. Es importante precisar que la mayoría de los estudiantes universitarios que han intentado suicidarse perciben un escaso apoyo social y muestran una actitud favorable hacia el comportamiento suicida; por lo tanto, al tener un mayor apoyo social, el riesgo de suicidio podría disminuir (Chu et al., 2021). Por ello, desde la mirada de los participantes, el apoyo directo de la familia y los amigos, parecen ser más relevantes como factores protectores.
En relación con los resultados obtenidos en el modelo inicial, se incorporó un segundo modelo reespecificado en el que no se observó una variación significativa en los resultados (R2 = .29). Además, se excluyeron las dimensiones de «otros significativos» del apoyo social percibido (ASP) y «búsqueda de sentido» del sentido de vida (SV), ya que no contribuyeron significativamente a la explicación del modelo. En este sentido, Moller et al. (2021) señalan que son escasos los estudios que reportan específicamente la asociación del apoyo social de otras personas significativas en las conductas suicidas, lo que pone en duda su influencia. Por otro lado, Landa-Blanco et al. (2022) indican que la búsqueda de sentido vital no guarda una relación significativa con el bienestar psicológico, ya que el individuo aún se encuentra en una constante búsqueda de comprender el sentido de la vida, lo que puede generar frustración y angustia (Steger et al., 2006). Por lo tanto, no representaría un factor de riesgo, aunque se necesitan estudios adicionales para obtener evidencia más concluyente.
En este sentido, destaca la teoría interpersonalpsicológica del suicidio, ya que contribuye a la explicación del modelo actual. Esta teoría postula que el suicidio surge del deseo de morir y la capacidad de llevarlo a cabo (Joiner, 2005). En cuanto al deseo suicida, consta de dos aspectos psicológicos: la baja conexión social y la percepción de ser una carga para los demás (Van Orden et al., 2010). Por otro lado, se enfatiza que una persona no adquiere la capacidad para causar su propia muerte a menos que haya estado expuesta a estímulos aversivos o traumas que le permitan desarrollar la capacidad de llevar a cabo el suicidio (Espinosa-Salido et al., 2021). Por ello, la presencia de una red cercana y la percepción de apoyo social son factores que promueven el bienestar mental, tanto en adolescentes como en adultos jóvenes (Chu et al., 2021).
En vista de esto, se verificó la correlación del ASP y sus dimensiones con el RS. Los resultados estadísticos determinan una relación media y estadísticamente significativa (p < .001; r = -.426). Con respecto a las dimensiones del ASP, se puede destacar la importancia del apoyo de la familia en la reducción del RS. De igual manera, este hallazgo coincide con el realizado por Otzen et al. (2020) que determinan que en el contexto universitario la unión familiar le permite a una persona poder expresar con facilidad sus emociones reduciendo los niveles de estrés, dado que un ambiente hostil, un historial de maltrato infantil y las relaciones familiares disfuncionales aumentan las probabilidades del RS. Asimismo, Moller et al. (2021) resaltan que el apoyo social por parte de la familia contribuye en la reducción de la ideación suicida y fortalece la salud mental.
De igual manera, se examinó la correlación entre el sentido vital (SV) y sus dimensiones con el riesgo suicida (RS). Es importante señalar que estos resultados revelan una relación moderada y estadísticamente significativa (p < .001; r = -.267). Estos hallazgos están respaldados por la investigación de Lew et al. (2020), que indica que el sentido vital protege al individuo de las tendencias suicidas al permitirle tomar conciencia de la naturaleza de su ser y de su existencia. Reforzando lo anterior, Steger et al. (2006) refieren que la presencia de sentido es un indicador de una vida significativa y saludable, y se debe de brindar mayor consideración en los estudios científicos. Además, la carencia de sentido vital puede generar frustración y un vacío existencial. Cabe resaltar que esto puede ocurrir incluso en estudiantes que no han tenido intentos de suicidio previos.
En relación con las limitaciones de la presente investigación, es importante destacar que la recopilación de datos se llevó a cabo mediante pruebas autoadministrables, lo cual podría haber generado sesgo de deseabilidad social debido al estigma asociado al suicidio. Este fenómeno se evidenció en la exclusión de 55 encuestados debido a la linealidad en sus respuestas. Además, es necesario tener en cuenta que los autoinformes pueden no captar completamente un fenómeno clínico, ya que los participantes recuerdan retrospectivamente sus experiencias durante el último mes o año, lo que podría generar un sesgo de recuerdo basado en sus vivencias, pensamientos y conductas pasadas. En esa línea, futuros estudios cuantitativos podrían incorporar no solo escalas de veracidad y distorsión, sino también escalas de deseabilidad social y consistencia para un mayor control de calidad de las respuestas. Asimismo, se sugiere continuar con esta línea de investigación, agregando distintas variables que actúen como factores protectores contra el riesgo suicida, tales como la felicidad subjetiva, el optimismo, la resiliencia, entre otros, con el objetivo de comprender la complejidad de esta problemática. Por último, es importante señalar que el uso de un muestreo no probabilístico presenta ciertas restricciones, ya que, al no seleccionar la muestra de manera aleatoria, no se garantiza su representatividad, lo que en última instancia restringe la posibilidad de generalizar los resultados. Por eso, sería importante replicar este estudio, ampliando el número de participantes y diversificando la composición de la muestra.
Con todo, este estudio se destaca como un valioso antecedente para investigaciones futuras sobre modelos de riesgo suicida al incorporar variables que posibilitan una mayor capacidad explicativa. Los resultados de esta investigación podrían ser considerados al diseñar programas de promoción y prevención con el objetivo de reducir el riesgo suicida y fortalecer factores protectores como el apoyo social y el sentido de vida. Por ello, se destaca la importancia de que la familia, los amigos, los compañeros de clase, los profesores y las comunidades colaboren para desarrollar y mantener un sistema de apoyo social más efectivo para los estudiantes universitarios. Además, es esencial elevar la conciencia sobre este problema y comprender mejor cómo abordarlo, especialmente en el contexto peruano.
